MORTALIDADE DIFERENCIAL POR CAUSAS - SÃO PAULO, 1970 - TÁBUAS DE VIDA DE MÚLTIPLO DECREMENTO-

BIBLIOTECA FACULDADE DE sA(;uc PÚBLICA UNIVERSIDADE DE sAo PAULO

SP - 8

TESE APRESENTADA À FACULDADE DE SAÚDE PÚBLICA DA UNIVERSIDADE DE SÃO PAULO PARA OBTENÇÃO 00 GRAU DE DOUTOR EM SAÚDE PÚBLICA

SÃO PAULO· 1977

SABINA LÉA DAVIDSON GOTLIEB

AGRADECIMENTOS

Os nossos agradecimentos são dirigidos:

- ao Prof. Dr. Ruy Laurenti, orientador desta tese.

pelo grande estimulo e confiança a nós dedicados,

no decorrer destes anosJ

- a todos os componentes do Departamento de Epide­miologia da FSP/USP, que ao propiciarem um ambi­

ente de cooperação profissional e agradável con­

vivio humano, possibilitaram a elaboração deste

trabalho;

- aos grandes amigos Maria Helena Prado de Mello Jorge Silveira, José Maria Pacheco de Souza e Edmur Flávio PastoreIo, bem como. Diana Oya S~, Maria Stella Ferreira Levy e Jair Llcio Ferreira Santos (estes últimos, componentes do Centro de

Estudos de Dinámica Populacional), pelo incenti­

vo constante, excelentes sugestões e revisões pr~

cisasl

- ao Fernão Dias de Lima, pela disposição em pres­

tar auxilio nos serviços de computação, à Daisy Pires Noronha, pela cuidadosa revisão bibliográ­

fica, e ao Luiz Carlos Firmino pelo esmerado ser

viço de datilografiaJ

- à Fundação Ford, por parte do auxilio financei­

ro;

4

- Ao Dr. Aron Kuppermann, pelo interesse e estímu­

lo proporcionados.

- Por último. nem por isso menos importante. exteE

namos a nossa gratidão aos queridos Yael, Ilan e

Mauri, pelo grande apoio. despreendimento. paci­

ência e compreensão. que sempre demonstraram.

!NDICE

1. INTRODUÇÃO . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1.1. Generalidades

1.2. Tábuas de Vida . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

1.3. Tábuas de Vida de Múltiplo Decremen-

pâg.

7

8

15

to . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22

2. OBJETIVO . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3. MATERIAL E ~TODO . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

3.1. Dados Necessários . . . . . . . . . . . . . . . . .

31

33

34

3.1.1. População ••.........••••.•• 34 3.1.2.0bitos ..................... 36

3.2. Metodologia . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 39

3.2.1. Tábua de Vida - Elementos ••• 39

3.2.2. Tábua de Vida de Múltiplo Oe-cremento

4. RESULTADOS E ANALISE . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.1. Esperança de Vida . . . . . . . . . . . . . . . . .

42

47

48

4.2. Esperança de Vida Segundo Sexo 55

4.3. Tábuas de Vida de Múltiplo Decremen-to: . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.3.1. Eliminando o Grupo das "Doen­

ças Infecciosas e Parasitá-

64

rias" ...................... 64

4.3.2. Eliminando o Grupo dos "Tumo­r e s Mal T g nos, i n c 1 u i n d o os Neo plasmas do tecido linfático e

6

pág.

dos órgãos hematopoéticos" .. 86

4.3.3. El iminando o Grupo das "Doen-ças Cardiovasculares" .....• 100

4.3.4. Eliminando o Grupo dos "Aci­dentes, Envenenamentos e Vio-lências" ................... 131

4.4. Análise Global . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.5. Considerações Finais

5. CONCLUSÕES . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

RESUMOS

REFER!NCIAS BIBLIOGRÂFICAS . . . . . . . . . . . . . ANEXOS

154

162

168

173

179

1. INTRODUÇÃO

8

1.1. GENERALIDADES

Cada vida ~ uma entidade finica e distin­

ta; há, entretanto, fatos comuns à existência de

todos os seres humanos. A vida extrauterina apre­

senta uma seqüência cronológica esperada: inicia­

se com o nascimento e, através da infância, adole~

cência e maturidade, chega à velhice, em estágios

razoavelmente definidos1 5 •

Algumas vidas, entretanto, sao truncadas

repentinamente por um acidente ou um episódio mór­

bido agudo, não prosseguindo na trajetória espera­

da, quando se estinguiriam natural e paulatinamen

te. De qualquer forma, a vida humana, mesmo dian­

te das mais favoráveis situações, apresenta um li­

mite biológico, vagamente definido 15 • Para BUFFON,

citado por, SAN MARTIN63, lia vida fisiológica huma­

na deveria, variar entre 125 e 150 anos". Surge en

tão a questão referente à magnitude real desse li­

mite ci .. l vida humana e para tanto há necessidade de

se distinguirem dois conceitos fundamentais: Dura­

ção da Vida e Vida Média.

9

o primeiro conceito tenta estabelecer nu

mericamente o limite extremo de idade do ser huma

no, isto é, a idade máxima que o homem, como mem­

bro de uma espécie, poderia atingir em condições 2 timas. Para SHRYOCK69, a definição mais explIcita

e que exclui casos raros, diz poder ser considera­

da duração de vida lia idade a qual somente, menos

de 0,1% de uma coorte original consegue ultrapas­

sar". Para alguns seres humanos esta duração da vi

da seria superior à marca dos 100 anos 1S • Como e­

xemplos de casos raros, fielmente documentados, são

os de Christen Jacobsen Drakenberg, nascido em 1626,

que viveu 146 anos 77 j alguns abkasianos, da Geor­

gia, Rússia, que viveram 130 anos 62 e habitantes

de Loja, Equador, com dois casos extremos, um vi­

vendo 142 anos e o outro 123 anos 62 • LEAF39 cita

a existência em Hunza, no Paquistão, de Tulah Beg

com 110 anos, mas sem comprovação de registro. Ain

da que haja interesse sobre a duração individual da

vida, forçoso é reconhecer que, para a Saúde PÚhli

ca, o mais importante é a manifestação média de vi

da de um grupo étnico, população de uma cidade, es

tado ou nação.

Vida Média ou Esperança de Vida, o segu~

do conceito a ser definido, representa o número es

10

perado de anos a ser vivido, em média, por uma co-

orte, e a forma mais usual de obtê-la é por meio de

tábua de vida (tábua de sobrevivência ou tábua de

mortalidade). MORTARA49 define vida média na ida-

de x como "a duração média aritmética da vida resi

dual dos sobreviventes na idade x".

Fazendo-se uma análise temporal, é impoE

tante ressaltar que, em termos de anos ganhos, há

diferença entre a duração da vida de individuos e a

vida média de populações. Não há evidência de que,

no decorrer dos séculos, tenha havido extensão da

longevidade15 , 79 mas, em contraste, a vida médi a ,

não somente aumentou bastante no tempo (TABELA 1)

mas, também, variou largamente entre diferentes gru-

pos populacionais vivendo na mesma época (TABELA 2).

TABELA 1 - ESPERANÇA DE VIDA AO NASCER (am anos) PA­RA A POPULAÇAO BRANCA DO SEXO MASCULINO, NOS ESTADOS UNIDOS, DE 1900 A 1966.

A N O

1900 - 02 1909 - 11 1919 - 21 1929 - 31 1939 - 41 1949 - 51 1959 - 61 1966

ESPERANÇA DE VIDA

48,23 50,23 56,34 59,12 62,81 66,31 67,55 67,56

FONTE: SHRYOCK, H.S.; SIEGEL, J.S. et al. 69 •

11

TABELA 2 - ESPERANÇA DE VIDA AO NASCER (am anos) DE A L G UNS P A 1 S E S * E DO M UNI C! P I O DE S 'A O PAU LO**, EM ANOS PROXIMOS A 1960. -

PAfs/MUNICTPIO ANOS ESPERANiA DE VID

Peru ............ 1961 46,9 Guatemala · ...... 1963 - 1965 48,3 Argentina · . " .... 1959 - 1961 63,1 Japão ........... 1959 - 1960 65,3 Dinamarca · ...... 1962 - 1964 7 O ,3 Suécia .......... 1961 - 1965 71 ,6 são Paulo · ...... 1960 62,4

FONTE: * SHRYOCK, H.S. & SIEGEL, J.S. et a1. 69 •

** sAo PAULO (estado). Secretaria de Econo rn i a 8 P 1 a n e .i a m e n to. O e p a r t a m 8 n t o d ã Estatística b6 • .

A História mostra que, nos tempos do Rei

Salomão da Judéia, a vida média era inferior a 20

anos1 5• Estimativas baseadas em inscrições de tú­

mulos indicaram que, em algumas províncias romanas

da Africa, a vida média ao nascer poderia ser de 35

anos1 6 • Na Roma Antiga, entretanto, representando

talvez piores condições de vida, a esperança de vi

da era de 20 a 30 anos1 6 • Segundo DUBLIN15, RUS­

SEL, usando informações de registros de herança de

propriedades, calculou a duração média de vida pa­

ra a geração de homens nascidos na Inglaterra an­

tes de 1276 e encontrou o valor de 35,28 a nos;

BIBLIOTECA FACULDADE DE SAl:Dl: PÚBLICA UNIVERSIDADE DE sAo PAULO

12

PELLER, baseando-se em dados genealógicos para ho­

mens de governo da Europa, no perlodo de 1480 a 1579,

obteve trinta anos como o valor da vida média des­

te grupo. No final do século XVII, para a popula­

ção da cidade de Breslau, Silésia, a vida média e­

ra de 33, 5 anos segundo as tábuas de vida de H a 1-

leyl4. Na metade do século XIX, em várias locali­

dades européias a vida média apresentava o valor de

35 a 40 anos e no começo deste século, passou para

49 anos lS • Houve, portanto, no decorrer de ci~

ta anos, um ganho de vida média de nove anos; já

nos 150 anos anteriores, o aumento fora de apenas

sete anos. A partir de 1900, o ganho foi mais rá­

pido: assim, nos Estados Unidos, neste ano, a vi­

da média era igual a 47,6 anos, em 1930, a espera~

ça de vida era 60 anos I5 e, já em 1964, passou a

66,9 anos e 73,6 anos, respectivamente, para os se

xos masculino e feminin0 58 •

o aumento da esperança de vida é conse­

qüente ao avanço cientIfico, quer da medicina, da

saúde pública, da agricultura, de transportes, quer

de outros setores, que geram em última análise, e­

levação do nIvel de vida das populações. SAN MAR­

TINGI diz que o progresso na ciência e a melhoria

nas condições de vida são os contribuintes para o

13

aumento da vida média do ser humano. DUBLINlS re­

conhece que a grande responsável pelo aumento da vi

da média foi a diminuição da mortalidade infantil.

Interessante é a discrepância ~a1 no

aumento da esperança de vida em países desenvolvi­

dos e em desenvolvimento. Nos países desenvolvi­

dos, a redução da mortalidade foi lenta, pois de­

pendeu de um desenvolvimento progressivo do conhe­

cimento científico, médico e químico (inseticidas,

vacinas, antibióticos, técnicasde assepsia, etc.),

da adoção gradual de técnicas aprimoradas visando

ao incentivo da produção agrícola e industrial e

respectivas distribuições desses produtos, bem co­

mo das inovações no campo da saúde pública, agrega

dos a um conseqüente melhor nível sócio-econômico

das populações. Com isto, houve aumento paulatino

na esperança de vida, dado o combate à fome e à do

ença. Nos países em desenvolvimento, por sua vez,

a redução da mortalidade se deu, posteriormente,gra

ças ao aproveitamento de forma imediata das técni­

cas e conhecimentos dos países desenvo1vidosS 4 • O

custo foi relativamente baixo, pois estes ~ses re

ceberam do exterior, pessoal, meios necessários e

ajuda financeira para a implantação dessas técni­

cas. Como as taxas de mortalidade eram aI muito

14

altas, foi possível alcançar grandes reduções, me­

diante técnicas eficientes e relativamente não dis

pendiosas.

Ponto importante a ser ressaltado é o de

que nem sempre é possível atribuir a redução da mo,!

talidade ao aprimoramento das condições sócio-eco­

nômicas das populações. Como exemplo, pode ser ci

tado o trabalho de ARRIAGAl que, analisando a ten­

dência da esperança de vida na América Latina, ne~

te século, detectou que, em 1900, a esperança de vi

da ao nascer era 27 I 2 anos I passando, em 1930, a

33,6 anos. Nos trinta anos seguintes, isto é, até

1960, apresentou um aumento de 22,2 anos, passando

a um valor igual a 55,8 anos. Todos os países es­

tudados, sem exceção, reduziram a mortalidade em v!:

locidade nunca antes registrada, o que não se deu

graças ao desenvolvimento sócio-econômico, mas sim,

devido às facilidades que estes países tiveram pa­

ra importar técnicas, conhecimentos científicos e

medicamentos de outras nações mais adiantadas. Ou­

tro exemplo ê o do Ceilão que, em 1946, apresenta­

va vida média igual a 46 anos. A custa da aplica­

ção de inseticidas de efeito residual - com o que

se diminuiu a incidência e a mortalidade por malá­

ria e outras doenças infecciosas - associada ao de

15

senvolvimento de amplos programas de nutrição, a

vida média, em apenas sete anos, passou para 57 a­

nos S ' 75, 77, sem que mudanças no nível sócio-econô­

mico fossem detectadas.

1.2. TABUAS DE VIDA

o homem sempre se preocupou com a medida

da duração da vida e mesmo antes das modernas teo­

rias de probabilidade e estatística, procurou usar

métodos quantitativos para estimá-la, surgindo as­

sim a idéia das tábuas de vida. são estas,instru­

mento mediante o qual se calcula a probabilidade de

vida e morte de uma população 17 •

Ulpiano, na metade do século 1II15, con~

truiu a primeira tábua de mortalidade. Entretanto,

somente a partir da metade do século XVII foi que o

estudo da longevidade tomou um rumo que pode s e r

visto como precursor dos métodos modernos, isto é,

baseado na mortalidade corrente da época. O i ni­

ciador foi John Graunt 15 que, em 1662, publi c ou

"Natural and Political Observations made upon th e

Bills of Mortality", obra em que analisou registros

de batismos e funerais da cidade de Londres, prep~

16

rando, a partir deles, tábuas de vida que apresen-

taram uma esperança de vida igual a 18,2 anos. O se

gundo importante evento na história da tábua de vi

da foi representado por Halley, com a construção de

uma tábua para a cidade de Breslau, na Silésia, na

qual pressupôs uma população estacionária. A vida

média, calculada para o perIodo 1687 a 1691, apre­

sentou-se igual a 33,S anos 14 , conforme publicação

em "An Estimate of the Degrees of the Mortality of

Mankind Drawn from Curious Tables of the Births and

FuneraIs at the City of Breslau".

Outros autores devem ser mencionados pe-

lo importante valor histórico das suas tábuas de vi

da. Assim, segundo CHIANG9, na França, tábuas fo-

ram prepatadas por Deparcieux (1746), Buffon (1749), , '

Mourge (1772) e Duvillard (1790). Richard Price,

em 1783, publicou uma tábua para Northampton, In-

glaterra, com a finalidade de determinar taxas de

prêmios de seguro de vida. A esperança de vida cal

culada foi igual a 25 anos, que, depois de corrigi

da, passou a 30 anos. Wigglesworth construiu tábu

as de vida para Massachussets e New Hampshire nos

Estados Unidos, em 1793, baseadas, bem como a de

Price, apenas em dados de registro de morte 14. A es ,

perança de vida calculada por Wigglesworth foi i-

gual a 35,5 anos.

17

A primeira tábua de vida, construída se

gundo principios cientificamente válidos, levando

em conta não só os óbitos classificados segundo as

idades, mas também a população exposta ao risco,

foi a de Milne, em 1815, para Carlisle, na Ingla­

terra 15. Baseou-se na experiência de mortalidade

de duas paróquias de Carlisle, durante operíodo de

1779 a 1787, obtendo esperança de vida de 38,72 a-

nos. Peer Wargentin foi o responsável pela prime!

ra tábua de mortalidade para a população total de

uma naçaoj para tanto, usou os óbitos registrados

na Suécia, de 1755 a 1757 14 • A HOlanda, Noruega e

Dinamarca tiveram as suas primeiras tábuas de vida

construídas, respectivamente, em 1816, 1821 e 1835 15 •

Na Inglaterra, as primeiras tábuas de vida oficiais

apareceram com William Farr e foram publicadas em

1843 15 •

BULHOES DE CARVALHO, iniciador da pesqu!

sa científica no campd da demografia no Brasi1 5 o ,

utilizou os dados do Censo Demográfico de 1920 e ~

queles de óbitos registrados nesse mesmo ano, con~

truindo tábuas de vida, segundo os sexos, para o

Distrito Federal* e treze capitais brasileiras. Es

* O valor encontrado para a esperan~a de vida para o Distri­to Federal foi igual a 41,17 anos 2.

18

tas tábuas têm grande importância, pois constituem

a primeira tentativa de descrição sistemática da

mortalidade urbana no Brasil, em função da idadeSl •

MORTARAs2, baseando-se nessas tábuas, conseguiu re

presentar a mo.ctalidade da população total natural

do Brasil, no período de 1890 a 1920. Foi ainda

MORTARA quem publicou a primeira tábua de vida pa­

ra o Brasil como um todo, representando a mortali­

dade de 1940/1950 29 • O valor calculado da espera~

ça de vida ao nascer foi igual a 39,3 anos e 45,5

anos, respectivamente, para os sexos masculino e fe

minin0 77 •

Avanços em estatística teórica e proces­

sos estocásticos fizeram com qu;, fosse possível e~

tudar a duração média da vida, sob enfoque probab!

lístico. Até então, embora as tábuas de vida fos­

sem construídas com base em modelo probabilístico,

as informações oriundas de seus elementos eram en­

caradas apenas deterministicamente. Com isto, as

tábuas de vida tornaram-se instrumento analÍtico va

lioso e essencial para medir mortalidade. são em­

pregadas também por uma variedade de especialistas

em diversos campos do conhecimento humano, como a

Física, a Saúde PÚblica, a Ciência Atuarial, a Zoo

logia, a Medicina e a Demografia. Neste Últmo cam

19

po sao aplicadas em estudos de longevidade, ferti­

lidade, migração, crescimento populacional, assim

como projeções do .tamanho de populações e caracte­

rísticas populacionais.

W I LL I AM FARR chamou a tábua de vida de bi

ômetro da populaçã0 20 • GREV I LLE26, REED & MERRELL61

recomendam-nas como um dos melhores e mais valio­

sos instrumentos para a descrição da variação etá-

ria das probàbilidades de morte e sobrevivência.

SAN MARTIN63 tece comentários no sentido de serem

as tábuas de vida o índice vital mais completo e de

maior valor comparativo para avaliar o risco de no,!:

rer de uma população, bem como sua vida média. Es

te comentário é válido, pois ressalta a maior van­

tagem do estudo de mortalidade através de t~ de

vida: estas não requerem a adoção de uma popula­

ção padrão, para comparações de níveis de mortali­

dade em diferentes áreas ou países, uma vez que n~

las nao se refletem os efeitos da distribuição etá

ria da população real 48 •

No campo da Saúde PÚblica, o uso da tá -

bua de vida é preconizado por vários autores. As-

sim, JIMENEZ30 diz ser a esperança de vida ao nas-

cer, obtida em tábuas de vida, um bom indicador re

20

sumo do nível de saúde de uma área. Realmente, a

de vida - considerada pela Or-esperança ao nascer e

ganização Mundial de Saúde (OMS)80 como um dos i,!!

dicadores globais de nlvel de saúde de uma comuni-

dade. SWAROOP & UEMURA76, comentando os vários in

dicadores, fazem uma ressalva à esperança de vida

ao nascer, dizendo ser esta afetada, significativ~

mente, pelo valor da mortalidade infantil e prefe-

rindo, então, utilizar a esperança de vida a um a-

no de idade - também obtida em tábuas de vida - co

mo melhor indicador.

As tábuas de vida permitem responder às

seguintes indagações: da totalidade de nascidos vi

vos, num determinado local e ano, quantos v i verão

o primeiro ano de vida? Quantos chegarão ao déci-

mo, VigéSimo, enésimo aniversário? Quando o últi-

mo desses individuos tiver morrido, isto é, quando

a coorte se extinguir, qual teria sido então a vi-

da média desse grupo analisado?

A tábua de vida que possibilita este ti­

po de análise ê chamada Tábua de Vida de uma Gera-

çao e mostra a verdadeira experiência de morte da

coorte, do nascimento até o desaparecimento do seu

último membro. Entretanto, grande dificuldade 0-

21

corre em sua construção, para populações humanas,

dado que há necessidade de existirem, para o perI2

do, estatIsticas vitais fidedignas e registro ade­

quado dos movimentos migratórios. Outro ponto a ser

considerado é o de que, visto exigir perIodo de ob

servaçao muito longo - aproximadamente igual a um

século - os padrões de mortalidade dessa população

podem sofrer mudanças radicais, durante essa se­

qüência temporal.

Um segundo tipo de tábua de vida é acha

mada Tábua de Vida de Coorte Sintétiaa. Esta é 00l'B

truída relacionando, geralmente, a média dos óbi­

tos ocorridos num período calendário (anos pré­

censitário, censitário e pós-censitário)15 aos da

dos de população recenseada de uma área especIfi­

ca; obtidos esses dados, são calculadas as proba­

bilidades de morte em cada faixa etária. A Tábua

de Vida de Coorte Sintética considera a experiên­

cia de mortalidade de uma dada população, num pe­

ríodo curto de tempo (ano) e projeta a duração de

vida de cada indivIduo, baseada nas probabilidades

reais de morte, numa coorte hipotética de nascidos

vivos. Hã, então, um padrão fict!cio de CXlIlàicté)es de

mortalidade, dado que nenhuma coorte realmente ex­

perimentou ou experimentará este modelo particular

22

de mortalidade 9 • Esta também responde às pergun­

tas mencionadas anteriormente, levando-se em consi

deraç~o as pressuposições expostas, isto i, que a

mortalidade em cada idade se mantivesse constante

e igual a do ano calendário no qual a tábua é ba­

seada. SHRYOCK69 diz serem as tábuas de vida uma

forma de combinar coeficientes de mortalidade de u

ma população, em diferentes idades, num modelo es­

tatístico simples. Entretanto, é importante lem­

brar que a tábua de vida não é somente um simples

arranjo de números, mas, sim, um documento humano

contendo, numa seqüência temporal, a história dos

esforços do homem para prolongar sua existências.

Essa existência i limitada parcialmente por f ato­

res biológicos e parcialmente por fatores ambien­

tais. A tábua de vida adquire pois um caráter de­

terminado, em função da incidência dessas causas de

morte nas idades sucessivas.

1.3. TABUAS DE VIDA DE MÚLTIPLO DECREMENTO

O padr~o de mortalidade apresentado po r

uma regi~o, definido pela mortalidade específica por

causas, pode refletir o grau de qualidade de vida

existente e fornecer subsídios para uma política de

23

saúde, no sentido de estabelecer normas e metas pri2,

ritárias para a ação dos órgãos de Saúde PUblica.

Em linhas gerais, pode-se dizer que, em

países desenvolvidos, as doenças infecciosas e pa­

rasitárias deixaram de ser prioritárias, dando lu­

gar às doenças degenerativas e crônicas. Já em á­

reas em desenvolvimento, estas moléstias infeccio

sas constituem ainda preocupação fundamental 76 , da

do o alto valor numérico que assumem como risco de

morte.

Considerando-se que a morte nao é um e­

vento repetitivo e nem atribuível a um único ris­

c0 9 , devem ser levados em conta os vários risoos con

comitantes e competitivos que atuam na vida de um

ser humano. Neste sentido, é recomendável o empr~

go de outros modelos de análise de mortalidade; e~

tes modelos, sendo diferentes dos usuais coeficien

tes de mortalidade específicos por causa, estão ba

seados em tábuas de vida. Desta maneira, as tábuas

de vida, fundamento sobre o qual se apoiàm os cál­

culos das estimativas de probabilidades de morte,

nas diferentes idades e da esperança de vida dos

contemporâneos de uma época, passaram a represen­

tar instrumento analítico extremamente valioso em

24

estudos epidemiológicos e de saúde pÚblica, desde

a introdução da noção de riscos competitivos, que

deram base à construção das tábuas de sobrevivên­

cia de múltiplo decremento. Segundo CHIANG9, Ma­

keharn em 1874 foi quem formulou a teoria das fOE

ças decrementais e apresentou sua aplicação práti-

ca.

~ importante ressaltar que a tábua de vi

da de múltiplo decremento consegue descrever os e-

fei tos separados e combinados dos componentes da ta

xa de mortalidade*, isto é, os decrementos da colu

na dos vivos podem ser descritos em termos de algu

mas causas, em vez de se adrnitirure única causa de

morte69 •

Vários autores detiveram-se no estudo des

te aspecto da tábua de vida. Cronologicamente, se

gundo KARN31,:EXXle-se considerar que até a época de

Daniel Bernoulli, as tábuas eram feitas sem levar

em conta as possíveis causas de morte. Este mate-

mático, em 1760, apresentou à Academia Francesa de

Ciência o trabalho "De la mortallté causée par la

petite vérole et des avantages de l'lnoculation pour

* Descreve também os efeitos dos componentes de outras taxas ou coeficientes: Inserção ou desligamento na força de tra­balho, mudança de estado civil, etc.

25

la prévenlr", no qual fez ressaltar o grande papel

da vacinação como medida de Saúde PUblica. Para com

provar o mérito de tal ação fez comparaçao entre du

as tábuas de vida: a de Halley e outra, hipotéti­

ca, mostrando o número de sobreviventes em cada i­

dade, caso a varíola fosse inteiramente eliminada

da população. Os resultados obtidos foram 26,58 ~

nos e 29,75 anos, respectivamente, para as espera~

ças de vida.

D'Alembert, em 1760 também se preocupou

com a possibilidade de se pressupor a ausência de

uma determinàda causa de morte para aquilatar sua

influência na variação da esperança de vida. Du­

villard, em 1806, interessou-se por saber qual se­

ria, considerando todos os nascidos vivos num dado

tempo, o número de pessoas vivas em cada idade, vi

vendo num estado "natural" (condição livre dos pe­

rigos da doença) e qual seria a esperança de vida

nessas condições, comparando-a com a dos sobrevi­

ventes no ambiente real.

TOOHUNTER78 comenta que Bernoulli, D'A­

lembert, Duvillard e Tremblay supuseram que a mor­

talidade de uma doença não é seletiva, isto é, a po

pulação, depois da remoção da doença A, é tão sus-

26

cetIvel às doenças B, C, D, como antes da e1imina-

ção da doença A. Farr, com a mesma preocupaçao,

publicou, em 1875, o trabalho "The Effect of the

Extinction of any single Disease on the Duration of

Li f e ". KARN 31, nas Tábuas de Vida Inglesas de 1919/

1923, mediu o efeito dos coeficientes de mortalida ...

de por cancer e outras doenças na esperança de vi-

da. O seu objetivo foi conhecer o aumento da dura

çao média da vida se essas doenças fossem elimina­

das como causa de morte. Pelos seus cálculos, eli

minando as doenças do coraçao, a esperança de vida

aumentaria em 1 ano e 9 meses; eliminando o cân~,

o aumento seria de 1 ano e 3 meses.

Atualmente, outros autores têm recomenda

do este tipo de metodologia. Assim, DUBLINlS diz

poder conhecer-se quantos anos de vida potencial

são sacrificados devido a uma causa de morte deter

. minada. PRESSATs7 comenta serem estas tábuas, cal

cu1adas com a eliminação de uma causa especIfica,

as que mais claramente demonstram o desejo de se

explorar o futuro padrão da mortalidade e recomen­

da seu uso em projeções populacionais. Entretanto,

faz algumas ressalvas no sentido de que existe uma

hipótese teórica da independência entre as causas

de morte, o que não ocor:ceria na prática. Outro pon

27

to para o qual chama a atenção é o relativo às pr~

jeções para o futuro: admite que a queda da morta­

lidade raramente é instantânea e conseqüente ã er­

radicação de uma causa. Mais freqt1entemente, o pr~

gresso no controle da mortalidade resulta do avan­

ço lento dos conhecimentos médicos e terapêuticos

e do gradual envolvimento da população nos conhec!

mentos sobre higiene e atitudes corretas diante das

doenças.

GREV I LLE25 também ressalta o fato de que

o processo matemático das tábuas de vida, excluin­

do causas de morte, baseia-se na premissa de que as

causas atuam independentemente umas das outras. E~

bora esta afirmativa não seja estritamente correta,

diz ele ser válida, uma vez que seria muito difí­

cil calcular e levar em consideração as dependên­

cias entre as diferentes causas. Recomenda-a, en­

tão, uma vez que nao se perca de vista esta limita

çao, pois os resultados obtidos são de bastante in

teresse e utilidade, merecendo a atenção de pesqui

sadores nesta área. KIMBALL33 admite haver inde­

pendência entre as causas de morte, estando cada in

divíduo exposto ao risco de morrer por qualquer u­

ma das causas. Essa suposição ~ riscos mutuamente

independentes - é componente essencial de sua teo-

28

ria, implicando no fato de que o risco de morte por

uma caus a nao é afetado por mudanç as no d. sco ce nor

te por outras causas. SPIEGElMAN72, por sua vez,

afirma haver um pequeno aumento nos coeficientes de

mortalidade das causas remanescentes. DUBl I N & lOT-

KA16 reo:mendam esta aplicação mais refinada da t á­

bua de vida - com a exclusão de uma causa de óbi-

to- lembrando, todavia, que os indivíduos preser­

vados dessa causa específica estariam sujeitos ao

risco de outras causas.

CHIANG9, na construção da tábua de vida,

pressupoe uma força de mortalidade* constante em ca

da grupo etário. Essa pressuposição é, atualmen­

te, aceita como a maneira adequada de se construir

uma tábua de vida, pois esta será uma tábua que "con

corda com os dados" 6 1+, no sentido de KEYF ITZ32. E ,

com relação à teoria de riscos competitivos, CHIANG

admite, ainda, que os vários riscos de morte atuam

simultaneamente em cada indivíduo da população, ha

vendo para cada risco uma correspondente força de

mortalidade. A soma destas é igual à força de mor

talidade total, havendo uma razão constante entre

* Força de Mortalidade é definida por DORNll+ como coe f i ciente de mortalidade instantâneo.

29

a força de mortalidade de uma causa e a força de

mortalidade total, em cada idade.

Ao se eliminar uma causa de morte - ou grll

po de causas - a nova força de mortalidade será re

lacionada à força de mortalidade total através da

seguinte relação:

ui • j (t) = ui (t) •

onde:

ui . j ( t) = força de mortalidade na idade i excluí

da uma causa de óbito- ou grupo de cau

sas - j, num instante t

ui (t) = força de mortalidade total na idade i,

num instante t

Di = óbitos totais na idade i

1\ . j = óbitos totais na idade i, excluindo os

óbitos da causa eliminada - ou grupo de

causas eliminadas - j .

Conclui-se, portanto, que as tábuas assim

construídas levam em conta a interdependência dos

vários riscos e seus efeitos ao se eliminar uma cau

sa específica - ou grupo de causas.

30

Diante desse quadro de informações e re­

comendações dos vários autores sobre a validade do

emprego das tábuas de vida de múltiplo decremento

em análises de mortalidade e dado o fato da metodo

logia de CHIANG vir ao encontro da não existência

da independência entre os riscos de morte, na prá­

tica, surgiu o interesse em se conhecer a mortali­

dade diferencial por causas no município de são Pa~

10, em 1970, baseando-se na metodologia de CHIANG,

para riscos comr":2titivos.

2. OBJETIVO

32

Avaliar a magnitude de atuação dos seguin

tes agravos à saúde:

- doenças infecciosas e parasitárias;

- tumores malTgnos, incluindo os neoplas­mas do tecido linfático e órgãos hemato­poéticos;

- doenças cardiovasculares e

- acidentes, envenenamentos e violências

nas probabilidades de morte, de sobrevivência e nas

esperanças de vida, segundo sexo e idade, dos resi

dentes no municlpio de são Paulo em 1970, uti1izan

do a metodologia de tábuas de vida de múltiplo de-

cremento.

3. MATERIAL E M~TODO

BIBLIOTECA FACULDArJE DE S~(" .' PÚBLICA IJ~II\I"~ IOf,DE J ""

34

3.1. DADOS N~CESsARIOS

Para atender ao objetivo proposto relat!

vo ao cálculo da esperança de vida- produto final

da tábua de vida - dois tipos de dados são conside

rados fundamentais: população e óbitos.

3.1.1. POPULAÇAO

O contingente populacional residenteno

município de são Paulo em 19 de julho de 1970 f o i

estimado através de interpolação das populações t~

tais* apresentadas nos Censos de 196023 e 1970 22 •

Existiu o pressuposto de que a população do municí

pio cresceu através de urna progressão geométricaS

entre 1960 e 1970. A taxa de crescimento~o men

sal (r) calculada foi igual a 0,3652%, obtendo-se

então a estimativa total de 5.881.575 habitantes

(01.07.1970) •

* A popu 1 ação recenseada do mun i ci pio de são Pau 1 o em 1 <;> de setembro de 1960 foi igual a 3.825.351 habitantes e em 1<;> de setembro de 1970, 5.924.615 habitantes.

35

Necessitando conhecer a estrutura da po-

pulação por sexo e idade em 19 de julho de 1970, ~

dotou-se a suposição de que esta deveria apresen­

tar a mesma composição percentual do Censo de 1970*.

Aplicadas estas percentagens no total de 5.881.575

habitantes, foi estimada, então, a população de es-

tudo (TABELA 3).

TABELA 3 - ESTIMATIVA DA POPULAÇAO SEGUNDO SEXO E GRUPO ETARIO, RESIDENTE NO MUNICfpIO DE SAO PAULO EM 01/07/1970.

MASCULINO FEMININO TOTAL

O 66.163 64.385 130.548 1 60.223 58.329 118.552 2 65.101 63.666 128.767 3 66.889 65.613 132.502 4 68.392 65.918 1 34 .3 1 O

5 9 334.692 328.305 662.997 10 14 300.761 304.389 605.150 15 19 275.881 308.332 584.213 20 24 298.175 307.409 605.584 25 29 256.425 258.680 515.105 30 34 225.343 228.486 453.829 35 39 199.436 203.471 402.907 40 44 182.523 185.507 368.030 45 49 138.689 143.313 282.002 50 54 105.660 115.341 221.001 55 59 83.668 93·312 176.980 60 64 64.066 73 .869 137.935 65 69 43.796 52.697 96.493 70 74 27.285 34.896 62. 181 75 79 13.211 18.772 31.983 80 84 6.766 11.037 17.803 85 e + 4.717 7.986 12.703

T O T A L ..... 2.887.862 2.993.713 5.881.575

* Esta composição foi obtida através de tabulação especial forn~rida pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatís tica que apresentava a população recenseada segundo sexõ e idade ~ano a ano, até 99 anos e mais) para os residentes no municlpio de são Paulo, em 01.09.1970.

36

3.1.2. OBITOS

Os óbitos utilizados foram referentes,

apenas, a 1970 (ano censitário) e não ao número mê

dio de óbitos do triênio (anos prê-censitário, ce~

sitário e pós-censitário), conforme recomendação já

citada. Tal fato se deve à mudança na sistemática

de classificação dos óbitos pelo Departamento deEs

tatlstica da Secretaria de Economia e Planejamento

do Estado de são Paulo (D.E.E.), fonte oficial de

informação dos óbitos do Estado de são Paulo; esse

órgão, até 1969, tabulava os eventos vitais segun-

do local de ocorrência e, a partir de 1970, passou

a classificá-los segundo o local de residência do

falecido. Assim, devido à inexistência de um cri­

tério 6nico de classificação, a eleição recaiu na

utilização, exclusivamente, dos óbitos de 1970, já

que, acima de tudo, o intuito era conhecer a espe-

rança de vida dos residentes no municlpio de S ão

Paulo, nesse ano.

As listagens obtidas do D.E.E.65, nao pu .....

blicadas, apresentaram os óbitos classificados se-

gundo sexo, grupos etários e causas básicas de mor

te (Listas A e B da Classificaç~o Internacional de

37

Doenças e Causas de Morte, 8a. Revisão, 1965 55 •

Na TABELA 4, apresentam-se os óbitos de residentes

no município de são Paulo segundo sexo e grupos e­

tários.

TABELA 4 - NOMERO DE {lBITOS, SEGUNDO SEXO E GRUPO ETARIO, DOS RESIDENTES NO MUNIClpIO DE SAo PAULO EM 1970.

MASCULINO FEMININO TOTAL

O 6.578 5.17 O 11.748 1 338 337 675 2 183 212 395 3 11 7 96 213 4 79 7 1 150

5 9 256 183 439 10 14 222 151 373 15 19 383 213 596 20 24 600 295 895 25 29 708 342 1 . 050 30 34 851 416 1 .267 35 39 996 488 1 .484 40 44 1 .240 657 1 .897 45 49 1 .320 735 2.055 50 54 1 .504 873 2.377 55 59 1 .662 1 .043 2.705 60 64 1 .961 1 .249 3.210 65 69 1 .971 1 .472 3.443 70 74 1 .902 1 .567 3.469 75 79 1 .360 1 .368 2.728 80 84· 873 1 • 182 2.055 85 e + 650 1 . 180 1 .83 O

T O T A L* ..... 2S.754 19.300 I 45.054

* Foram exclurdos OI óbitos com Idade Ignorada. FONTE: sAo PAULO Csstado)65,

38

Os grupos de causas básicas de morte se-

lecionados e que serao analisados no decorrer des­

te trabalho são os recomendados pelas Nações Uni-

das para estudos de mortalidade por causa. Adotou-

se este critério por estar baseado no comportamen­

to das causas de morte em relação ã ação sanitária,

ou seja, sua maior ou menor resistência aos progre~

sos médicos e programas de Saúde PúblicaS.

As causas estão apresentadas segundo a

Lista B da Classificação Estatística Internacional

de Doenças, Lesões e Causas de Obi to - 8a. Revisão,

1965 55 e são as seguintes:

- 81 a 818 - DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASITARIAS,

compreendendo as categorias 000 a 136;

- 619 - TUMORES MALTGNOS, INCLUINDO OS NEOPLASMAS DO TECIDO LINFATICO E DOS ORGAOS HEMATOPOETICOS, compreendendo as categorias 140 a 209;

- 825 a 830 - DOENÇAS CARDIOVASCULARES, compreen­dendo as categorias 390 a 438;

- 8E47 a 8E50 - ACIDENTES, ENVENENAMENTOS E VIOLEN

CIAS, compreendendo as categorias E800 a E999.

Dentro de cada grupo selecionado será a­

nalisada a influência de algumas causas espec!fi-

39

cas, a saber:

a) NO GRUPO Bl a B18

- Doença Diarréica (gastroenterite) - 009

- O conjunto de algumas doenças preveníveis

por vdcinação: Difteria - 032; Coquelu­

che - 033; Tétano - 035; Poliomielite A­

guda - 040 e Sarampo - 055.

b) NO GRUPO B25 a B30

- Doenças Isquêmicas do.coração - B28

- Do(:nças Cerebrovasculares - B30.

c) NO GRUPO BE47 a BE50

- Acidentes de veículos a motor - BE47

- Outros Acidentes - BE48; Suicídios e Le&es

AutoInfligidas - BE49 e Homicídios e Le­

sões provocadas intencionalmente por ou­

tras pessoas. Lesões em que se ignora se

foram acidentalmente ou intencionalmente in

fligidas - BE50.

3.2. METODOLOGIA

3.2.1. TABUA DE VIDA - ELEMENTOS9

A estrutura da tábua de vida é formada

40

por colunas onde estão dispostos as variáveis * e

os resultados. Neste trabalho utilizar-se-ão sete

colunas, abaixo discriminadas, cuja disposição po-

de ser seguida na tabela 5.

- COLUNA (1): I NTERVALO DE I DADE (x, x + n) - X - C~

da intervalo é definido por duas idades exatas,

exceto o último grupo etário (85 anos e +) •

- COL'JNA (2): NOMERO DE SOBREVIVENTES QUE INICIAM

A I DADE x - LX - O primeiro valor desta variá­

vel é urna raiz arbitrária (Lo) e no presente ca­

so é utilizada a raiz cem mil nascidos vivos. Os

demais números desta coluna representam os sobr~

viventes em cada idade x, de acordo com a morta

lidade existente no município de são Paulo, em

1970.

- COLUNA (3): PROPORÇAO DE MORTES NO INTERVALO ETA

RIO (x, x + n) - QX ~ a estimativa da probabi

lidade de um indivíduo vivo na idade (x) vir a

morrer no intervalo (x, x + n). Os números des­

sa coluna estão apresentados multiplicados por

mil (portanto, a relação representa o número de

óbitos por mil habitantes). Esta coluna é bási­

ca e a partir de seus números são calculados os

* Neste trabalho os símbolos usados para as variáveis apre­sentam-se de forma diferente dos comumentes usados em pu­blicações; fato que se deve ã linguagem possfvel do compu tador, cujos Impressos foram aqui utilizados. -

41

valores de outras colunas. QX é calculado rela­cionando o número de mortes no intervalo (x, x + n)

com a população exposta:

QX =

onde:

nOx == óbitos ocorridos no intervalo etário (x, x + n)

nPx == população estimada no intervalo etário (x, x + n)

ai • fator de separação·

- COLUNA (4): NOMERO DE MORTES NO I NTERVALO (x. x +

n) • DX - Representa o número de mortes da tá­bua de vida, no intervalo etário. Os valores ~ ta coluna são dependentes da raiz Lo que iniciou a tlbua e sio obtidos aplicando os vários Q.X no total de sobreviventes na idade.

- COLUNA (5): NOMERO DE ANOS VIVIDOS NO INTERVALO (x. x + n) - NLX - Cada individuo da coorte que lobrevive o ,ano, contribui para NLX com um a no

* ai • conhecido como fator de separação é a proporçio do to til de óbitos com Idade x, durante o ano calendirlo t, qui teve o seu últImo anIversário no ano t - 1. Neste traba­lho foram utilIzados os valores calculados por OVA56: para I Idade de menores de um ano o valor foi de 0.174 no sexo feml n I no e O, 137 no sexo mascu 11 no; para a Idade de 1 ano, em Imbos os sexos o valor foI de 0,30. Acima desta Idade utIlizou-se o valor 0,50.

42

completo e cada um dos que morrem contribui com

urna fração do ano (ai).

- COLUNA (6): TOTAL DE ANOS VIVIDOS AL~M DA IDADE

x - TX - Este total é igual à sorna do número de

anos vividos em cada intervalo de idade começan­

do com a idade x. Os valores sao obtidos acumu­

lando-se os números da coluna (5) - número de a­

nos vividos no intervalo (x, x + n), ~~ pe

lo último grupo etário.

- COLUNA (7): ESPERANÇA DE VIDA OBSERVADA NA IDADE

x - EX ~ o número médio de anos a serem vivi­

dos pelas pessoas na idade (x, x + n). t a colu

na de maior interesse prático da tábua de vida e

é obtida dividindo-se os números da coluna (6) -

total de anos vividos - por aqueles encontrados

na coluna (2) - número de sobreviventes no inteE

valo (x, x + n). Cada EX resume a experiênciade

mortalidade dos indivíduos além da idade x na p~

pulação em estudo.

As esperanças de vida decrescem com o aumento da

idade Xi única exceção é a esperança de vida ao

nascer que, devido à influência da alta mortali­

dade infantil, apresenta valor menor do que a es

perdnça de vida a um ano de idade.

3.2.2. tABUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO

A metodologia da tábua de vida de múl-

43

tiplo decremento requer o conhecimento de diferen­

tes tipos de probabilidade de morte por uma caus a

especIfica. Assim:

a) Probabilidade Bruta

t a probabilidade de morte por uma causa especí

fica - ou um grupo de causas - na presença de to

dos os outros fatores de risco atuando na popu­

laçã0 9 • Pode ser representada por:

Qij = probabilidade de um indivíduo vivo, no tem

po xi morrer no intervalo (xi' xi + 1) pela causa Rj' na presença de todos os outros ris

cos de morte atuando na população •

... O estimador dessa probabilidade e:

onde:

N; M .. ... ~J

i = 0,1,2, ••• anos

j = 1,2 ••. r (causa)

Ni = intervalo de classe para o grupo etário co,!!

siderado

Mij = coeficiente de mortalidade especIfico pe­

la causa j - ou grupo de causas - na ida­

de i

ai. = fator de separaçao para idade i ~

Mi = coeficiente de mortalidade na idade i.

b) Probabilidade Líquida

44

~ a probabilidade de morte se um fator de risco

especifico f o r o único agindo sobre a popula­

ção ou, também, é a probabilidade de morte se o

fator de risco especifico f o r eliminado da po

pulação9 • Pode ser representada por:

qij = probabilidade de um individuo vivo no tem

po xi morrer no intervalo (xi' xi + n> se a causa especifica - ou grupo de causas - Rj f o r o único fator de risco atuando sobre

a população.

qi.j = probabilidade de um individuo vivo no tem

po xi vir a morrer no intervalo (xi' xi + n> se a causa - ou grupo de causas - Rj f o r

eliminada como fator de risco de morte.

Os estimadores dessas probabilidades sao:

- 1 - - (Dij/Di> qij = Pi

[ (D. - Dij> IDi J - 1 - ~ qi.j = - Pi

45

onde:

i = 0,1,2, ••. (anos)

j = 1,2 ••. r (causas)

... estimador da probabilidade de indivI-Pi = um

duo sobreviver de xi a xi + n é igual a:

1 - ali Ni Mi

Dij = número de óbitos ocorridos na idade i pe­la causa j - ou grupo de causas

Di = número de óbitos ocorridos na idade i.

A metodologia utilizada na construção da

tábua de vida de múltiplo decremento diferencia-se

daquela da tábua de vida, unicamente na coluna (3)

- proporção de mortes no intervalo etário (x, x + n)

- QX. Neste caso, a probabilidade de morte é lI-

quida, isto é, admite-se que alguma causa específ!

ca de morte tenha sido eliminada da população. QX.

passa, então, a ser estimada, como já se viu por:

QX.

46

Os ANEXOS 1 e 2 apresentam as estimati­

vas das várias probabilidades lIquidas de morte

com exclusão dos diferentes grupos de causa anali­

sados, para os residentes no municIpio de são Pau-

lo em 1970.

Neste trabalho, adotar-se-á a nomenclatu

ra de probabilidade de morte hipotética (QX.), pr2

babilidade de sobreviver hipotética (P ) e espe ox. rança de vida hipotética (EX.) para as vari~s cal

culadas nas tábuas de vida de múltiplo decremento,

isto é, seriam hipotéticas, pois pressupor-se-ia a

inexistência de determinada doença como causa de Ó

bito.

4. RESULTADOS E ANÁLISE

48

4.1. ESPERANÇA DE VIDA

Para se avaliar o impacto de alguns agra

vos à saúde na esperança de vida dos residentes no

município de são Paulo, em 1970, construiu-se pri­

meiramente a tábua de vida, sem distinção do sexo

(TABELA 5).

Com o intuito de analisar o valor encon-

trado - 63,55 anos - como indicador de nível de sa

úde, recorreu-se ao trabalho de GABALDON24 que, ba

seando-se nos valores da esperança de vida, classi

fica os vários paIses em três grupos, de acordocom

os seus graus de desenvolvimento sob o ponto de vis

ta de Saúde Pública:

19) PATsES SUB-DESENVOLVIDOS: apresentam esperança

de vida ao nascer abaixo de 50 anos;

29) PATsES EM GRAU INTERMEDIARIO DE DESENVOLVIMEN­

TO: apresentam esperança de vida entre 50 e 64

anos e

39) P A T S E S C O M E L EVA D O G R A U DE D E S E N V O LV I M EN TO: a­

presentam valores acima de 64 anos para a espe

rança de vida.

49

TABELA 5 - TABUA DE SOBREVIVtNCIA - POPULAÇ~O RESIDENTE NO MUNIC!PIO DE S~O PAULO EM 1970 (ambos os sexos) .

X LX 1.000 QX DX NLX TX EX (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)

o 100.000 83,75 8.375 92.898 6.355.285 63,55

91. 625 5,67 520 91 .261 6.262.387 68,35

2 91.105 3,06 279 90.966 6. 171. 126 67,74

3 90.826 1 ,61 146 90.753 6.080.160 66,94

4 90.680 1,12 101 90.630 5.989.406 66,05

5 a 9 90.579 3,31 299 452.148 5.898.777 65,12

10 a 14 90.280 3,08 278 450.705 5.446.629 60,33

15 a 19 90.002 5,09 458 448.866 4.995.924 55,51

20 a 24 89.544 7,36 659 446.073 4.547.058 50,78

25 a 29 88.885 10, 14 901 442.172 4.100.985 46,14

30 a 34 87.984 13,86 1.220 436.869 3.658.813 41,59

35 a 39 86.764 18,25 1.583 429.862 3.221.944 37,13

40 a 44 85. 181 25,44 2.167 420.485 2.792.082 32,78

45 a 49 83.013 35,78 2.971 407.641 2.371.597 28,57

50 a 54 80.043 52,37 4.192 389.735 1.963.956 24,54

55 a 59 75.851 73,61 5.583 365.297 1.574.221 20,75

60 a 64 70.268 109,96 7.727 332.022 1.208.924 17,20

65 a 69 62.541 163,80 10.244 287.095 876.902 14,02

70 a 74 52.297 244,80 12.802 229.479 589.807 11,28

75 a 79 39.495 351,52 13 .883 162.766 360·328 9,12

80 a 84 25.612 447,78 11. 468 99.387 197.562 7,71

85 e + 14.143 1.000,00 14.143 98.175 98.175 6,94

50

GABALDON24 apresenta ainda uma subdivi­

sao dos segundo e terceiro grupos de países: toma~

do como referência a esperança de vida nos palses

mais desenvolvidos em Saúde Pública e baseando-se

na evolução temporal dessa variável, nas primeiras

décadas deste século, criou um gradiente compreen­

dendo várias etapas de desenvolvimento de Saúde pú

blica, com o que se pode avaliar o atraso ou desen

volvimento da condição de saúde das áreas em estu­

do. Esta classificação está apresentada na TABE-

LA 6.

TABELA 6 - ESPERANÇA DE VIDA (em anos) EM PAfsES COM ALTO GRAU DE DESENVOLVIMENTO EM SAU DE PUBLICA, SEGUNDO AS DtCADAS DESTE S! CULO.

ESTAGIO D~CADA ESPERANÇA DE VIDA

1900 - 1909 50,0 - 54,9

II 1910 - 1919 55,0 - 59,9

III 1920-1929 60,0 - 62,4

IV 1930 .. 1939 62,5 - 64,9

V 1940 - 1949 65,0 - 67,4

VI 1950 - 1959 67,5 - 69,9

FONTE: GABALDON. A. 24 •

51

Isto posto, pode-se concluir que o muni­

cípio de são Paulo em 1970, com esperança de vida

ao nascer de 63,55 anos, apresentava grau interme

diário de desenvolvimento em Saúde Pública, encon-

trando-se no estágio IV, com um atraso da ordem de

30 anos se comparado a países com alto grau de de­

senvolvimento em Saúde PUblica.

Outra classificação, com a finalidade de

distinguir os países em relação a nível de saúde,

foi apresentada, em 1974, pela Organização Mundial

de Saúde (OMS) 27. Baseando-se nos valores aprese~

tados pela esperança de vida ao nascer, qualifica

os países em quatro níveis, com os seguintes pa­

drões:

- Esperança de Vida ao Nascer

• MENOS DE 45 ANOS: pré-modernização, padrão de

alta mortalidade. Em 1970, apenas 7% da popu­

lação mundial apresentaram-se neste estágio;

• 45 a 54 ANOS: fase inicial de modernização e

transição para padrão de baixa mortalidade. Em

1970, 31% da população mundial apresentavam-se neste estágio;

· 55 a 64 ANOS: fase avançada de moderniza~ e

transição para padrão de baixa mortalidade. Nes

52

te estágio encontravam-se em 1970, 29% da pop~

la..ção mundial;

. 65 e MAIS ANOS: padrão moderno de baixa morta

lidade. Neste estágio havia 33% da população

mundial em 1970.

o município de são Paulo, em 1970, segu~

do esta classificação estaria, portanto, numa fase

avançada de modernização e em transição para um pa

drão de baixa mortalidade.

RAMOS60, apresentando a tendência histó-

rica da evolução da esperança de vida do município

de são Paulo (TABELA 7), comenta que o ganho na es

perança de vida, entre 1899/1901 e 1958, foi de 19

anos, evidenciando uma melhoria acentuada no nível

de saúde a partir de 1939/1941. Ressalta então que

" ••• esses dados permitem esperar que a vida média

do município ainda poderá experimentar aumentos con

sideráveis nos próximos anos 11 . .. . Todavia, tal

previsão não foi confirmada, pois o valor calcula-

do para 1970 apresenta-se igual a 63,55 anos, como

já se referiu, dando um acréscimo de apenas 0,65 a

nos, no período de doze anos. Comenta ainda que o

município de são Paulo apresentava em 1958, vinte

anos de atraso em relação a países com aI to grau de

53

desenvolvimento em Saúde PÚblica. Em 1970, mais de

uma década depois, o atraso é da ordem de trinta ~

nos, donde, pOder-se-ia concluir que o nIvel de sa

úde do municIpio não melhorou na década 1960-1970,

permanecendo estacionário.

TABELA 7 - VALORES DA VIDA MEDIA AO NASCER, NO MU­NIClpIO DE SAO PAULO, 1899/1901 A 1958.

P E R T O D O VIDA MEDIA AO NASCER (em anos)

1899/1901 43,9

1909/1911 46,2

1920/1921 42,7

1929/1931 46.3

1939/1941 49, 1

1949/1951 57,5

1958 62.9

FONTE: RAMOS, R.60.

Deve ser lembrado que, em 1958, a tabul~

çao dos óbitos era feita, pelos órgãos oficiais,s~

gundo local de ocorrência; portanto, a esperança

de vida dos residentes no munic!pio estaria subes

timada pela invasão de óbitos dos não residentes.

Em 1970, a esperança de vida foi calculada somente

levando em conta os óbitos de residentes no munic!

54

pio de são Paulo, de acordo com a nova metodologia

do D.E.E., já citada. Se essa correção, para resi

dência, fosse executada nos valores apresentados na

TABELA 7, seria até possIvel pensar que o ganho, em

anos, na esperança de vida entre 1958 e 1970, tal­

vez fosse igual a zero.

~ sabido que a esperança de vida ao nas­

cer é altamente influenciada pelos valores assumi

dos pelo coeficiente de mortalidade infantil e, a­

nalisando-se a evolução desta taxa na última déca

da, verifica-se o grande aumento por ela apresenta

do (TABELA 8), o que reflete deterioração do nIvel

de saúde do municIpio. Com este subsIdio, pode-se

entender o motivo do aumento mInimo da esperança de

vida ao nascer na década analisada.

TABELA 8 - COEFICIENTES DE MORTALIDADE INFANTIL NO MUNIC!PIO DE SAO PAULO, 1960 A 1970 (por mil nascidos vivos).

A N O COEFICIENTE DE MORTALIDADE INFANTIL

1960 62,94 1961 6 O ,21 1962 64,42 1963 69,90 1964 67,75 1965 69,38 1966 73,80 1967 74,31 1968 76 ,61 1969 84,34 1970 89,46

FONTE: LESER, W.S. & BARBOSA, V .... 2 •

55

4.2. ESPERANÇA DE VIDA SEGUNDO SEXO

Diante das observações anteriormente re­

feridas, fez-se necessário analisar o comportamen­

to da mortalidade diferencial por sexo, já que é

mister lembrar que o coeficiente de mortalidade no

sexo feminino é sempre menor do que no masculino,

principalmente com o aumento da esperança de vida

das populações em estudo. ARRIAGAl, em 1evantame~

tos de dados vitais de onze países latino-america­

nos, obteve, para 1930, esperança de vida igual a

33,3 anos para os homens e 34,3 anos para as mu1he

res. Em 1960, obteve os valores de 55,2 ano s e

58,5 anos, respectivamente, revelando, portant~ um

aumento de 10,5% a mais para as mulheres.

Para o município de são Paulo, em 1970,

as tábuas de vida segundo sexos (TABELAS 9 e 10) ~

presentam esperanças de vida ao nascer iguais a 60,12

anos para os homens e 67,21 anos para as mulheres.

Ao se analisar a evolução destes indica­

dores, nos últimos três anos censi tários, para o m~

nicípio de sãú Paulo, chama a atenção o fato de que

56

TABELA 9 - T~BUA DE SOBREVIVtNCIA - POPULAÇAO RESIDENTE NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo mas­culino).

X LX 1 .000 QX DX NLX TX EX (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)

o 100.000 91,57 9.157 92.098 6.012.065 60,12

90.844 5,59 508 90.488 5.919.967 65,17

2 90.336 2,81 254 90.209 5.829.479 64,53

3 90.082 1,75 157 90.003 5.739.270 63,71

4 89.925 1 , 15 104 89.873 5.649.267 62,82

5 a 9 89.821 3,82 343 448.247 5.559.934 61,89

10 a 14 89.478 3,68 330 446.566 5.111.147 57,12

15 a 19 89.148 6,92 617 444.200 4.664.582 52,32

20 a 24 88.532 10,01 886 440.443 4.220.382 47,67

25 a 29 87.645 13,71 1.202 435.223 3.779.939 43,13

30 a 34 86.444 18,71 1 .617 428.176 3.344.717 38,69

35 a 39 84.827 24,66 2.092 418.903 2.916.541 34,38

40 a 44 82.735 33,40 2.763 406.764 2.497.638 30,19

45 a 49 79.971 46,48 3.717 390.563 2.090.873 26,15

50 a 54 76.254 68,73 5.241 368.168 1.700.311 22,30

55 a 59 71.013 94,62 6.719 338.268 1.332.142 18,76

60 a 64 64.294 142,17 9.140 298.618 993.875 15,46

65 a 69 55.153 202,26 11. 156 247.879 695.256 12,61

70 a 74 43.998 . 296,82 13 .059 187.341 447.378 10,17

75 a 79 30.939 409,37 12.665 123.030 260.036 8,40

80 a 84 18.273 487,79 8.914 69.083 137.006 7,50

85 e + 9.360 1.000,00 9.360 67.923 67.923 7,26

57

TABELA 10 - TJ{BUA DE SOBREVIVrNCIA - POPULAÇAO RESIDENTE NO MUNIC!PIO DE SAO PAULO EM 1970 (sexo fe­minino).

X LX 1.000 QX DX NLX TX EX (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)

o 100.000 75,30 7.530 93.780 6.720.974 67,21

92.470 5,75 532 92.097 6.627.194 71,67

2 91.938 3,32 306 91. 785 6.535.097 71,08

3 91.632 1,46 134 91.565 6.443.312 70,32

4 91.498 1,08 99 91.449 6.351.747 69,42

5 a 9 91 .399 2,78 254 456.361 6.260.299 68,49

10 a 14 91.145 2,48 226 455.161 5.803.937 63,68

15 a 19 90.919 3,45 313 453.813 5.348.777 58,83

20 a 24 90.606 4,79 434 451.945 4.894.964 54,02

25 a 29 90.172 6,59 594 449.375 4.443.019 49,27

30 a 34 89.578 9,06 812 445.860 3.993.644 44,58

35 a 39 88.766 11,92 1.058 441.186 3.547.784 39,97

40 a 44 87.708 17,55 1.540 434.692 3.106.598 35,42

45 a 49 86.169 25,32 2.182 425.388 2.671.907 31 ,O 1

50 a 54 83.987 37,14 3.119 412.136 2.246.518 26,75

55 a 59 80.867 54,37 4.397 393.345 1.834.383 22,68

60 a 64 76.471 81 , 11 6.203 366.847 1.441.037 18,84

65 a 69 70.268 130,55 9.173 328.406 1.074.191 15,29

70 a 74 61.094 201,86 12.333 274.641 745.785 12,21

75 a 79 48.762 308,22 15.029 206.236 471.144 9,66 80 a 84 33.732 422,38 14.248 133.042 264.909 7,85

85 e + 19.484 1.000,00 19.484 131.866 131.866 6,77

58

no sexo faninino, r!: a esperança de vida ao nascer,

almente se distancia da masculina (TABELA 11) che­

gando, em 1970, a uma diferença de 7,09 anos a mais.

TABELA 11 -

~ ANO

1950

1960

1970

ESPERANÇAS DE VIDA AO NASCER (em anos) SEGUNDO SEXO E RESPECTIVAS DIFERENÇA~, NO MUNICTpIO DE SAO PAULO EM 1950, 1960* e 1970.

MASCULINO FEMININO DIFERENÇA

54.51 59,76 - 5,25

60,64 68,23 - 7,59

6 O. 12 67,21 - 7,09

FONTE: sAo PAULO [estado). Secretaria de Econo-mia e Planejamento 67 .

MADEIRA & CASSINE1I 46 comentam que, no Est:a:io da Gua

nabara, em 1959/61, a diferença dos valores deste

indicador, entre os sexos, foi de 7,74 anos a mais

para as mulheres e comparando este valor~ numa sé-

rie geográfica de vários países, afirmam ser esta,

uma das maiores diferenças conhecidas. Posterior­

mente, serão analisados os fatores que influencia-

* As esperanças de v i da para 1950 e 1960 foram reca 1 cu 1 adas pois a metodologia do citado trabalho era diferente da uti lizada na presente tese. A correção foi feita no sentido de haver um único critério no cálculo da probabilidade de morte do último grupo etário, para que houvesse melhor fi­dedignidade na comparação.

59

raro a maior mortalidade masculina no município de

são Paulo, em 1970.

o ganho na esperança de vida ao nascer,

entre 1950 e 1970, foi de 5,61 anos para o sem mas

culino e 7,45 anos para o sexo feminino, mas somen

te existiu incremento entre 1950 e 1960 (6,13 anos

para o sexo masculino e 8,47 anos para o feminino).

Entre 1960 e 1970 houve decréscimo das esperanças

de vida ao nascer (0,52 anos para os homens e 1,02

anos para mulheres), refletindo uma provável dete­

rioração no nível de saúde da população do municí­

pio de são Paulo, no período referido.

Em relação à esperança de vida a um ano,

outro indicador preconizado para medir nível de sa

úde de uma comunidade, a diferença foi menor entre

os sexos (TABELA 12). Tal fato indica ter havido

TABELA 12 - ESPERANÇAS DE VIDA A UM ANO DE IDADE (em anos) SEGUNDO SEXO E RESPECTIVAS DIFE-RENÇAS, NO MUNICYPIO DE SAO PAULO EM 1950*, 1960* e 1970.

MASCULINO FEMININO DIFERENÇA

1950 59,65 64,72 - 5,07 1960 64,85 71 ,96 - 7, 11 1970 65,17 71 ,67 - 6,50

* FONTE: sAo PAULO (estado). Secretaria de Econo mia e Planejamento 67 .

- Vide rodapé correspondente à TABELA 11 (pág. 58).

60

maior risco de morte masculino entre os menores de

um ano.

o aumento das esperanças de vida a um a­

no de idade, entre 1950 e 1960, foi de 5,20 anos pa

ra os homens e 7,24 anos para as mulheres. Na dé-

cada seguinte o acréscimo foi de 0,32 anos para o

sexo masculino, mas houve decréscimo de 0,29 anos

para as mulheres.

A análise das TABELAS 1 1 e 1 2 induzã con

clusão de que houve um processo de aprinorarrento nas

condições de saúde do municipio de são Paulo, entre

1950 e 1960; mas tal processo nao teve prossegui-

mento durante a década seguinte. Se se analisarem

as diferenças entre os valores da esperança de vi-

da ao nascer e a um ano de idade (TABELA 13) con-

firma-se a idéia da deterioração do nível de saúde,

principalmente para os menores de um ano residentes

no município de são Paulo, entre 1960 e 1970.

TABELA 13 - DIFERENÇAS ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA AO NASCER E A UM ANO DE IDADE (em anos), SEGUNDO SEXO; NO MUNICTpIO DE sAO PAU­LO EM 1950, 960 e 1970.

1950 1960 1970

MASCULINO

- 5,04 - 4.21 - 5,05

FEMININO

- 4.96 - 3, 73 - 4,46

61

A diferença entre esses dois indicadores

diminuiu na década de 1950 a 1960, mas recrudesceu

nos dez anos seguintes; as diferenças sao maiores

para o sexo masculino, confirmando a maior mortali

dade infantil masculina. Várias hipóteses podem ser

levantadas, numa tentativa de explicar esta dete­

rioração do nível de saúde do município de são Pau

lo, refletida nos citados valores da esperança de

vida em 1970. Uma, de cunho demográfico, é a exi~

tência de grande contingente migratório, provenien

te, quer de zona rural, quer urbana, mas com indi­

víduos de nível educacional e econômico reduzido,

que se localizaram nas zonas periféricas do municí

pio de são Paulo, representando uma população com

alto risco de morte 42 • Outro dado importante é o

relativo ao salário mínimo real; entre 1950 e 1960

houve aumento progressivo de seu valor, mas no fim

do decênio houve exacerbação da inflação e uma das

medidas para contê-la foi a severa redução do salá

rio mínimo rea1 42 • ~ indiscutível que, com menor

poder aquisitivo da população, as condições de saú

de tendem a piorar, permitindo que as doenças en­

contrem um campo fértil para se expandir, contribu

indo, assim, para uma maior mortalidade.

Uma hipótese de cunho metodológico sobre

a fidedignidade do valor da esperança de

em 1960, pode ser apontada. Para o cálculo

tábua de sobrevivência foram utilizados os

62

vida,

da

dados

do Censo de 1960; este, entretanto, apre sen to u

deficiências no que tange à informação da composi­

ção etária e por sexo. Dada a inexistência de in

formação relativa ao sexo, no trabalho "Recursos

Humanos da Grande são Paul o "67 foram adotadas pa

ra a população do municipio as mesmas proporçoes

por sexo, em cada faixa etária, apresentadas pela

população da Guanabara. Revendo as tabulações do

Censo de 1960 23 verificou-se que as populações

se apresentam em grupos decenais, sendo que o úl­

timo grupo etário, cem anos e mais, está agregado

com as informações sobre indi viduos com idade ig­

norada. Na obra "Recursos Humanos da Grande são

Pau 1 0" estão apresentadas, separadamente, as po­

pulações de oitenta anos e mais, e de categoria

idade ignorada, mas há um grande número de indiví

duos na faixa etária de oitenta anos e mais, o que

poderia, talvez, estar superestimado. Como conse

qt1ência, os coeficientes de mortalidade no grupo

de oi tenta anos e mais, apresentados para o muni­

cípio de são Paulo, em 1960, são muito menores

63

do que aqueles para 1970*. Infelizmente, nao haven

do meios de se corrigir a informação sobre popu1a-

çao, adotou-se o dado apresentado pela obra cita­

da. A análise das TABELAS 11 e 12, apesar disso,

pode ser considerada válida, pois, levando-se em

conta as possíveis imperfeições, na melhor das hi­

póteses, poder-se-ia dizer que o nível de saúde no

município de são Paulo, em 1970, não melhorou, em

relação ao nível apresentado em 1960.

* COE F I C I ENTE DE MORTAL I DADE PARA O GRUPO ETARIO 80 A NOS E MA I S ( P o r mil h a bit a n t e 5 ) S E G U N DOS E X O , MUNICTplO DE sAo PAULO EM 1960 e 1970:

~ ~ 1970

MASCULINO

78,54

132,63

FEMININO

63,34

124,17

* FONTE: sAo PAULO (estado). Secretaria de Eco nomia e Planejamento 67 .

64

4.3. TÂBUAS DE VIDA DE MÚLTIPLO DECREMENTO

Assinalada a deterioração do nível de s~

úde do município de são Paulo, em 1970, as tábuas

de vida de múltiplo decremento foram construídas pa

ra se aquilatar o importante papel que assuruxam aI

guns agravos à saúde na mortalidade, analisando-se

os mesmos segundo sexo e idade.

4.3.1. ELIMINANDO O GRUPO DAS "DOENÇAS INFEC­

CIOSAS E PARA~ITARIAS"

Pelos dados oficiais dos óbitos de re-

sidentes no município de são Paulo, em 1970, este

gr~~o foi responsável por 11,6% dos óbitos totais,

sendo que o coeficiente de mortalidade foi igual a

10,3 por dez mil homens e 7,47 por dez mil mulhe-

res, constituindo-se, pois, num importante~ de

causas de morte (terceiro grupo de causas, em am-

bos os sexos).

Primeiramente analisou-se a probabilida-

de de morte em cada grupo etário (OX) comparada ... a

probabilidade líquida de morte (OX.) , isto é, ex-

65

cluindo este grupo de causas* (TABELA 14). Realme~

te, o grande impacto desta causa se dá no grupo de

menores de um ano, em ambos os sexos; nesta idade

haveria uma redução de 0,02556 (27,9% a menos) na

probabilidade de morrer dos homens e 0,02173 (28,9%

a menos) para as mulheres. Nas idades de um atri$

anos, as diferenças absolutas diminuem, mas as di-

ferenças relativas aumentam, mostrando o peso rel~

tivo desse grupo de causas na mortalidade dessas i

dades. As diferenças absolutas são sempre maiores

para o sexo masculino, mostrando existir maior ri~

co de morte por estas causas, nos homens. Entreta~

to, como em geral a mortalidade feminina é menor,

a influência deste grupo de causas na probabilida-,

de de morte é relativamente maior neste sexo, até

a idade de 44 anos. A partir desta idade, as dife

renças, tanto absolutas como relativas, são maio-

res para os homens.

Outra variável estimada foi a probabili­

dade de sobreviver do nascimento até a idade x (~ox) **.

* Entende-se por diferença absoluta: (QX - QX.) e por dife­rença relativa (%): (QX - QX.) x 100

QX

Lx ** Pox é obtida pela relação Pox = -----, isto é, a proba-Lo

billdade de sobreviver do nascimento até a idade x é a re lação entre o número de sobreviventes na Idade x e a raiz da tábua.

66

'ELA 14 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE MORTE REAL (QX) E LIQUIDA (QX.) - ELIMINANDO AS DOENÇAS I~FECCIOSAS E PARASIT~RIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADL DOS RESIDENTES NO MUNICTplO DE SAO PAULO EM 1970.

~ ti A S C U L I N O F E 1\ I N I N O

I IIQX - QX.I! QX - QX.

! J IQX QX .'1 QX - QX.

QX QX. QX QX QX. - QX DADE (%) (%)

o 0.09157 0,06600 0,02557 27.92 0,07530 0.05357 0,02173 28,86

1 0,00559 0,00359 0,00200 35,78 0,00575 0,00"05 0,00170 29,57

2 0,00281 0,00187 0,0009" 33 ,·"5 0,00332 0,00217 0,00115 3",6,.

3 0,00175 O,OO121t 0,00051 29,1" 0,00146 0,00098 0,000"8 32,88

" 0,00115 0,00094 0,00021 18,26 0,00108 0,00083 0,00025 23,15

5 - 9 0,00382 0,0033" 0,00048 12,57 0,00278 0,00242 0,00036 12.95

10 - ," 0,00368 0,003"" 0,.00024 6,52 0,00248 0,00225 0,00023 9,27

: , 15 - 19 o, O 0692' 0,00650 0,00042 6,07 0,003lt5 0,00319 0,00026 7,5"

!O - 2" 0,01001 0,00933 0,00068 6,79 0,00479 O ,OOlt35 0,000"" 9,19

!5 - 29 O, O 1371 0,0125" 0,00117 8,53 0,00659 0,0059" 0,00065 9,86

10 - 3" 11,01871 0,01699 0,00172 9,19 0,00906 0,00802 0,00104 11,48

15 - 39 0,02466 0,02271 0,00195 7,91 O, O 1192 0,01092 0,00100 8.39

la - "" b ,1133"0 0,03107 0,00233 6,98 0,01755 0,01620 0,00135 7,69

15 - 49 0',04648 0,0"321 0,00327 7,03 0,02532 0,0.2372 0,00160 6.32

iO - 54 0,06873 0,06586 0,00287 ", ,8 0,0371" 0,03585 0,00129 3,"7

;5 - 59 0,09,.62 0,09055 0,00407 ",30 0,05437 0,05305 0,00132 2,"3

íO - 64 0,14217 0,138"7 0,00370 2,60 0,08111 0,07956 0,00155 1.91

í5 - 69 0,20226 0,19841 0,00385 1,90 0,13055 0,12790 0,00265 2,03

70 - 74 0,29682 0,29198 0,0048" 1,63 0,20186 0,19968 0,,00218 1,08

75 - 79 0,"0937 0,"0316 0,00621 1,52 0,30822 0,3051t2 0,00280 0,91

BO - 84 O, "8779 0,"8068 0,00711 1,46 0,"2238 0,"'808 0,00"30 1,02

BS e + 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -

67

A comparaçao entre as probabilidades de sobrevivê~

cia real e hipotética (Pox.) - caso o grupo em es­

tudo não fosse causa de morte - está apresentada na

TABELA 15. A probabilidade de um indivIduo do se­

xo masculino chegar a um ano de idade estaria au­

mentada em 2,8% e em 2,4% no sexo feminino. Dos cem

mil nascidos vivos, que iniciam a tábua, chegariam

a sobreviver o trigésimo ano de vida 3,5% a mais de

homens e, aos 85 anos,ter-se-iam 10.260 homensemvez

de 9.360 (9,6% a mais) e 20.597 mulheres em vez

de 19.484 (5,7% a mais). A tendência dessa variá­

vel, em função das idades, está representada nos

GRAFICOS 1 e 2.

As esperanças de vida real (EX) e hipoté

tica (EX.) (ANEXOS 3 e 4) estão comparadas na TABE

LA 16. Haveria ganho de 2,52 anos (4,2% a mais) e

2,24 anos (3,3% a mais) nas esperanças de vida ao

nascer, respectivamente para os homens e mulheres,

caso as doenças infecciosas e parasitárias não fo~

sem causa de morte. Nas demais idades, o ganho em

anos não seria tão marcante, mostrando a influên­

cia desse grupo de causas na mortalidade infantil

(GRAFICOS 3 e 4), como já se referiu.

68

TABELA 15 - COflPARAÇAú FNTRf: AS I'ROflAGILlDA[)ES f)F ';llBREVIVER RIA! (Pox) E HIPOTtTICA (Poxo),ELIMINJ\N DO AS [lUE!'ÇI\\ IrlffrCIOSI\S lO Pl\lll\SITI\RIAõ COflO FI\TOR DE RhCO DE MOkTE, SEGUNDO SEXO r IDADl, !lOS RfSIOENfES NO 1~'0,JcrP10 L! °o:AO PAULO EM 19/00

-- ..

\SEXO fI A S C U L 1 N o F E 11 1 N 1 N o

IOAD~ -\ I I[ Pox - rI) x o 1 I1 POl< - pox ol \

Pox-Poxo Pox Pox. IPox - Pox. I --1-'0-""'- Fax Poxo POl(

((.) (%)

O 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -

I 0,9084/, 0,93400 0,02556 2.e' 0,92470 0,94643 0,02173 2,35

2 0,90336 0,93064 0,02728 J. 02 0,91938 0,94259 0.02321 2.52

3 0.90082 0,92890 0,02808 3. 1 2 0,91632 0.94055 0.02423 2.64

\ 0,89925 0,92715 0,02850 3, 17 0,91498 0.93964 0.02466 2.70

5 • 9 0,89821 O,n688 0,02867 J. 1 'J 0,91399 0.93885 0.02486 2.72

10 • 1 \ 0.891,]8 0,92379 0,02901 3,24 0.91145 0.93658 0.02513 2.76

15 . 19 0,89148 0,92061 0,02913 3. 2 7 0,90919 0,93448 0.02529 2,78

20 - 2 ~ 0,88532 0,91463 0.02931 3.31 0,90606 0.93150 0,02544 2,81

25 • 29 0,87645 0,90609 0.02964 3,38 0,90172 0.92745 0,02573 2,85

30 - 3~ 0,86444 0,89473 0.03029 3,50 0.89578 0,92194 0.02616 2,92

35 • 39 0,84827 0,87953 0,03126 3,69 0,88766 0,91455 0,02689 3,03

~O • H 0,82735 0,85956 0,03221 3,89 0,87708 O,90~56 0,02748 3,13

\5 - ~9 0,79971 0,83286 0.03315 4,15 0,86169 O,~8990 0,02821 3,27

50 • 5 ~ O,762S~ 0,79687 0,03433 4,SO 0,83987 0,86879 0,02892 3,~4

55 - 59 0,71013 0.74439 0,03426 4,82 0,80867 0,83765 0,02898 3,58

60 • 64 0,6429 4 0,67698 0,03404 5,29 0,76471 0,79321 0,02850 3. 73

65 • 69 0,55153 0,58324 0,03171 5,75 0,70268 0,73011 0.02743 3.90

70 . 7 ~ 0,43998 0,46752 0,02754 6,26 O,6109~ 0,63672 0,02578 4,22

75 • 79 0,30939 0,33101 0,02162 6,99 O,~8762 0.50958 0,02196 4,50

Bo • 8~ 0.18273 0,19756 0,01483 8, 1 ~ 0,33732 0,35395 0,01663 4,93

85 O + 0,09360 0,10260 0,00900 9,62 O,1948~ 0,20597 O, O 1113 5,71

Pox

tOO

0.96

0.92

088

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0.64

0.60

0.44

0.40

0.36

0.32

0.28

024

0.20

0.16

0.12

0.08 I

0,04

GRAFICa 1 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Poxl E HIPO­TETICA (Po:>:. 1 - COM ELIMINf\.~'/\O DAS DOENÇAS IN­FECCIOSAS E PARASITARIAS FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MUNI­[IPIO [~ sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino) .

69

0.00 i , i i i , • i , , i , , ,--

01234~ 10 15 20 2~ 30 35 40 4~ 50 55 60 65 70 ~ 80 85

---- POx ANOS - - -- roxo

Fox

0.88

0.&4

0.10

0.16

072

0.68

0.64

0.60

O~

0,48

0.44

0.40

036

0.32

0.28

0.24

0.20

0.1&

012

o.oa

0D4

70

GRAF I LO 2 - f'f,mMBTLHWJfS Dl: S[JUPEVIVlR REAL (Pox) [ HH1 [J­Tr" T ~CA (F)ox.) - COM ELIi"'H;f\çAr1 DAS Dm~Jt;f\.s H;­FF:[CIDSf\S I F),A,R/\SnMv\s cem[J FATOí~ De:: f,T~I[J fiE I MlJf,n: - SECLH~mJ [[1f\lJf~), lllJS RESIDENTES i'Jlj 1'1lJNI --I' cIrIO ~f sAu PAULO EM 1970 (sexo feminino) •

I

OOO~Tn---r---r---r--~--~--~--~---r--~---r--~--'---'---'---~--T-012345 10 I~ 20 2~ 30 3~ 40 4~ !lO ~~ 60 6!) 70 7!) 80 8~

Pox --- Pox.

71

TABELA 16 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E H I P O T t T I C A (E X .) - E LI M I NA N D O AS D O E N ç A S IN FE C C lOS A S E P A R A S I TA R I A S C O M O F A T O R D E R I S C O DE M ol{ TE - SEGUNDO SEXO E IDADE, RESID. MUNIC. S. PAULO, 197tJ.

! M A seu L I N O F E M I N I N O EX-EX. EX-EX.

EX EX. I EX-EX. I (EX EX EX. IEX-Ex·1 EX IDADE %) (%)

O 60,12 62,64 2,52 4, 19 67,21 69,45 2,24 3,33

1 65, 17 66,05 0,88 1 ,35 71,67 72 ,37 0,70 0,98

2 64.53 65,29 0,76 1 , 18 71 ,08 71,66 0,58 0,82

3 63,71 64,41 0,70 1 , 10 70,32 70,82 0,50 0,71

4 62,82 63,49 0,67 1,07 69,42 69,88 0,46 0,66

5 - 9 61,89 62,55 0,66 1,07 68,49 68,94 0,45 0,66

10 - 14 57, 12 57,75 0,63 1 ,10 63,68 64,10 0,42 0,66

15 - 19 52,32 52,94 0,62 1, 19 58,83 59,24 0,41 0,70

20 - 24 47,67 48,27 0,60 1,26 54,02 54,42 0,40 0,74

25 - 29 43, 13 43,70 0,57 1,32 49,27 49,65 0,38 0,77

30 - 34 38,69 39,23 0,54 1,40 44,58 44,93 0,35 0,79

35 - 39 34,38 34,86 0,48 1,40 39,97 40,27 0,30 0,76

40 - 44 30, 19 30,61 0,42 1 ,39 35,42 35,69 0,27 0,76

45 - 49 26, 15 26,51 0,36 1,38 31 , 01 31,24 0,23 0,74

50 - 54 22,30 22,60 0,30 1,35 26,75 26,94 O, 19 0,71

55 - 59 18,76 19, O 1 0,25 1 ,33 22,68 22,85 O, 17 0.75

60 - 64 15,46 15,66 0,20 1,29 18,84 18,99 O, 15 0,80

65 - 69 12,61 12,77 O, 16 1 ,27 15,29 15,41 O, 12 0,78

70 - 74 10, 17 10,32 O, 15 1 ,47 12,21 12,30 0,09 0,74

75 - 79 8,40 8,54 O, 14 1,67 9,66 9,75 0,09 0,93

80 - 84 7,50 7,62 O, 12 1,60 7,85 7,94 0,09 1 , 15

85 e + 7,26 7,36 0,10 1,38 6,77 6,84 0,07 1, ° 3

EX

100

96

92

88

84

80

16

12

68

64 ~ 60

48

44

40

36

32

28

24

20

16

12

8

4

,

72

GRAF I CO 3 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (LX) E HIPOTOICA (EX.) - COM EXf! IsAo DAS DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASI TAtUAS CUI'1U f~ ATOR DE RISCO DF MORTE - SEGUNDO I DADES, DlJS RESIDENTES NO MUNICípIO DE sAo PAULO EM 197U (sexo masculino).

" '" " " " " "

o -h-,.,........----.,.----.,.---.---rj--l·- I i , 1- ._- i i i i i i , ......

0123~ 10 15 20 2~~í' 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 8.5

---- EX EX.

ANOS

EX GRJ\FICO 4 -

100

96

82

18

84

80

76

72

68

64

60

06

~2

48

44

40

36

3Z

28

24

20

16

12

8

4

EX ,--- EX.

73

fSPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTt::TICA (EX.) - COM EXCLUsAo DAS DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASI TARIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO 1 DAOES, DOS RESIDENTES NO MUNICíPIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino) .

ANOS

74

Apesar de ser hipotética a suposição da

não existência deste grupo de doenças como causa de

morte, é mister lembrar que essas causas, nasua ~

se totalidade, são plenamente evitáveis, bastando

para tanto não haver deficiência em saneamento bá-

sico, nem lacunas na cobertura de vacinação e nem

demais problemas de Saúde pública 59 •

o alto risco de morte por doenças infec-

ciosas e parasitárias no município de são Paulo, em

1970, tem sua justificativa em informações de vá-

rios autores. LESER & BARBOSA42 comentam que, nes

se ano, apenas 64% dos domicílios do município es-

tavam ligados à rede pública de abastecimento de á

gua e somente 40% ligados à rede geral de esgotos.

Com isto, a população não servida por esses servi-

ços públicos se obrigava a usar água de poços, fr~

qüentemente contaminados. Esta situação ocorre pri22

cipalmente na zona periférica do município onde,

por sua vez, há uma alta concentração demográfica

de indivíduos em condições sócioeconômicas ~

preca-

rias. O resultado dessa combinação de fatores pr2

picia o aumento do risco de morte por doenças in-

fecciosas e parasitárias para crianças e em espe-

cial, menores de um ano 41 • LAURENTI35 complementa

estas informações a partir da "Investigação Intera

75

mericana de Mortalidade na Infância" 59 : estudando

apenas as cri anças residentes no distrito de são

Paulo (excluídos pois os distritos periféricos do

município) e falecidas entre 1968/70, observou que

51,8% moravam em domicílios ligados à rede pública

de abastecimento de água e apenas 30% das f a leci­

das viviam em casas ligadas à rede de esgotos. Tal

fato mostra coexistirem o fator saneamento básico

precário e alta mortalidade em crianças.

Entre as doenças infecciosas, a gastroe~

terite está intimamente ligada a problemas de s a­

neamentoi construiu-se então a tábua de vida co m

exclusão apenas des ta causa de morte, a fim de se

aquilatar a atuação desta na esperança de vida a o

nascer (ANEXOS 5 e 6). As tábuas mostram que hav~

ria um ganho de 1,6 anos na esperança de vida ao

nascer e chegariam aos cinco anos 2,5% a mais de

meninos. Levando-se em consideração que os países

desenvolvidos necessitaram, a partir de 1930, dez

anos para aumentar em 2,5 anos sua esperança de vi

da, configurando todos os esforços dirigidos ao a­

primoramento do nível de saúde de suas populações,

é importante frisar que o grande ganho de 1,6 anos

na esperança de vida dos residentes no município de

são Paulo, poderia acontecer, proporcionalmente, em

76

menor intervalo de tempo, caso a gastroenterite nao

fosse causa de morte. :t: importante ressaltar que

na verdade este ganho ainda estaria aquém do seu

real v'Álor, pois LAURENTI38 chama a atenção para

o fato de que a gastroenterite como causa de óbito

em menores de um ano, apareceu subestimada em 39%

nos dados oficiais de mortalidade do distrito de

são Paulo em 1968/70. Portanto, esta eliminação de

ve ser considerada meta a ser atingida e o mais ra

pidamente possível.

LAURENTI35 estimou os óbitos de menores

de 5 anos, residentes no distrito de são Paulo, em

1968/70, que seriam evitáveis, tomando como base as

taxas de mortalidade de Sherbrooke, Canadá, para o

mesmo período. A redução na mortalidade por doen­

ças diarréicas no distrito de são Paulo teria re-

sultado em salvar 5.060 crianças menores de 5 aros*,

das quais 4.850 menores de um ano (1.510 no perio-

do neo-natal). Estes resultados são plenamente e~

plicáveis ao se comparar a diferença entre os coe-

ficientes de mortalidade por gastroenterite em me-

nores de 5 anos em Sherbrooke e distrito deSão Pau

10i lá, era de 3,3 por cem mil crianças menores de

5 anos e aqui foi 492,4 por cem mil menores de 5 a

* Ocorreram 18.330 óbitos de crianças menores de 5 anos, re­sidentes no distrito de são Paulo em 1968/70 35 •

77

nos 59 , representando um risco de morrer cento e cin

qüenta vezes maior. Uma das possIveis razões, que

poderia explicar essa grande diferença, pode estar

baseada na discrepância existente entre as duas lo

calidades em relação a saneamento básico. Assim,

dos óbitos de menores de 5 anos, em Sherbroake, 94,6%

moravam em domicIlios ligados à rede de abasteci­

mento de água e 93,2% ligados à rede de esgotos59~

para o distrito de são Paulo, os valores foram de

51,8% e 30%, respectivamente. Vendo, pois, que a

gastroenterite, em paIses desenvolvidos, está min!

mizada ou não existe, é meta plenamente realizável

a não existência ou, pelo menos, redução da mesma

como causa de óbito no município de são Paulo, co­

laborando para tanto, ação governamental que venha,

de inIcio, dar ampla cobertura de serviços de s a­

neamento básico para a população.

Entretanto, nao é o saneamento básico o

único problema a ser resolvido; há ainda a neces­

sidade de ser comentada a existência do binânio "des

nutrição e irifecção". A Illnvestigaçio Interameri­

cana de Mortalidade na Infância ll59 demonstrou que,

para o distrito de são Paulo, em 28% dos óbitos de

menores de um ano existiu a desnutrição como causa

básica ou associada de morte e esse valor se ele-

78

vou para 48% nos óbitos de um a quatro anos de ida

de (em Sherbrooke, a desnutrição, corno causa asso­

ciada, esteve presente em apenas 3,23% do total de

óbitos de menores de cinco anos). Por outro lado,

em 66,6% dos óbitos por gastroenterite em menores

de cinco anos do distrito de são Paulo, exis ti u

corno causa associada, a desnutrição.

o fator desnutrição está intimamente li­

gado a redução do poder aquisitivo das classes so­

cioeconômicas menos favorecidas da população. Corno

já se comentou, o salário mínimo real sofreu seve­

ra redução na década 1960 a 1970 e com isto as con

dições de alimentação da população foram prejudic~

das quantitativa e, principalmente, qualitativame~

te41 • Esses fatos levam a pensar que não é somen­

te importante evitar a gastroenteri te através de sa

neamento básico e com isto aumentar em 1,6 anos a

duração média de vida, mas há também necessidadede

se melhorar a qualidade de vida, e um dos aspectos

principais seria prevenir a desnutrição. Este pr2

blerna é realmente muito grave e de difícil solu­

ção, pois há necessidade de mudanças consideráveis

na estrutura social e econômica da população. Corno

aspecto paliativo, vêm sendo estudados, pela Secr~

taria de Estado da Saúde de são Paulo, programa s

79

no sentido de fornecer suplementação alimentar ã

gestante, numa tentativa de melhorar o aspecto de

baixo peso do recém-nascido, fator predisponene pa

ra um maior risco de morte e incidência de graves

seqüelas mentais. Este programa visa também a in­

centivar o aleitamento natural e fornece suplemen­

tação alimentar à nutriz para que esta receba a qual!

tidade de calorias e proteínas necessárias.

Talvez, através dessas medidas e melho­

rando a cobertura de saneamento básico, consiga-se

minimizar a atuação da gastroenterite como causa de

óbito em crianças e, com isto, além de aumentar o

número de anos a serem vividos, possibilitar que e

les sejam também qualitativamente melhores.

Outro aspecto a ser abordado déntre as do

enças infecciosas e parasitárias é o de algumas do

enças preveníveis por vacinação: sarampb, difte­

ria, coqueluche, tétano e poliomielite aguda, doe~

ças que fazem parte da Programação de Vacinação da

Secretaria de Saúde do Estado de são Paulo. Se hou

vesse cobertura suficiente de vacinação na popula­

ção exposta, estas doenças seriam plenamente evit~

das; entretanto, mortes por essas causas ocorre -

rarn no município de são Paulo, em 1970. A exclu-

80

sao dessas doenças preveníveis por vacinação como

causa de morte (ANEXOS 7 e 8) faria com que houve~

se um ganho de 0,12 e 0,14 anos, respectivamente,

nas esperanças de vida ao nascer masculina e femi­

nina. E isto, sem se levar em conta que os dados

oficiais de mortalidade segundo causas são subesti

mados 38 (em 71% para o sarampo e 84% para a coque­

luche, conforme demonstrou a III nvest i gação I nterame

ricana de Mortalidade na Infância l').

Com a finalidade de se obterem melhores

estimativas do risco de morrer por doenças infec­

ciosas e parasitárias, dado o fato da real existên

cia do mau preenchimento do atestado de óbito rela

tivamente à causa básica de morte, as Nações Uni­

das 8 preconizaram que se agregassem os dados dos ó

bitos por pneumonia ocorridos em menores de cinco

anos,aos óbitos por doenças infecciosas e parasitá

rias. Seria válido aplicar este critério para são

Paulo pois, a "Investigação Interamericana de Mor­

talidade na Infância" 59 concluiu que existiram 42%

a mais de óbitos por doenças infecciosas no distr!

to do que mostravam as estatísticas oficiais e, por

outro lado, essas mesmas informações mostraram es­

tar superestimado em 32% a mais, o número de óbi­

tos por doenças do aparelho respiratório. Foram rons

81

truídas, então, tábuas de sobrevivência com exclu­

são do grupo das doenças infecciosas e parasitá­

rias e pneumonias em crianças menores de cinco a-

nos, como causa de morte (ANEXOS 9 elO), para

se aquilatar qual seria o ganho na esperança de vi

da dos residentes no município de são Paulo em

1970. As probabilidades de morte seriam reduzi-

das em aproximadamente 50% para menores de um ano

(TABELA 1]) i nas idades de um a três anos o peso

relativo desse grupo de causas seria maior ainda

(redução em torno de 60%), configurando a impor­

tância desse grupo de causas nas mortes dessas fai

xas etárias.

Em relação à probabilidade de sobrevivê~

cia ter-se-ia 5,8% a mais de homens com 15 anos,

iniciando a faixa de população economicamente ati­

va. A chance de sobrevi ver do nascimento até 85

anos estaria aumentada em 12,26% para os homens

e em 7,96% para as mulheres (TABELA 18) i portan­

to, de cem mil nascidos vivos que iniciam a tá­

bua de vida, haveria 10.508 homens (em vez de 9.360)

e 21.035 mulheres (em vez de 19.484) completando a

idade de 85 anos.

82

17 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES D[ MORTE REAL (QX) E HIPOTrTICA (QX.) - ELIMIXANDO AS DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASITARIAS E PNEUMONIAS (ati menores de S anos) COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNIC. DE SAO PAULO, 1970

EXO M A S C U L 1 N O F E H 1 N 1 N O

'" I - QX. II

QX - QX.

I

QX - QX. QX QX. IQx QX QX QX. IQx - Qx·1 QX

(:t) (%)

0,09157 0,04620 0,04537 49,55 0,07530 0,03679 O, O 3 851 51,14

0,00559 0,00189 0,00370 66,19 0,00575 0,00193 0,00382 66,43

0,00281 0,00115 0,00166 59,07 0,00332 0,00141 O ,ao 191 57,53

0,00175 0,00091 0,00084 48,00 0,00146 0,00059 0,00087 59,59

0,00115 0,00082 0,00033 28,70 0,00108 0,00062 0,00046 42,59

9 0,00382 0,00334 0,00048 12,57 0,00278 0,00242 0,00036 12 ,95

14 0,00368 0,00344 0,00024 6,52 0,00248 0,00225 0,0·0023 9.27

19 0,00692 0,00650 0,00042 6,07 0,00345 0,00319 0,00026 7. 5"

24 0,01001 0,00933 0,<10068 6,79 0,00479 0,00435 0,00044 9,19

, 29 O, O 1371 0,01254 0,00117 8,53 0,00659 0,00594 0,00065 9,86

34 0,01871 0,01699 0,00172 9,19 0,00906 0,00802 0,0010" 11,48

39 0,02466 0,02271 0,00195 7.91 O, o 1192 0,01092 0,00100 8,3'

44 0,03340 0,03107 0,00233 6,98 0,01755 0,01620 0,00135 7,69

49 0,04648 0,04321 0,00327 7,04 0,02532 0,0.2)72 0,00160 6,32

54 0,06873 0,06586 0,00287 4,18 0,03714 0,03585 0,00129 3,47

59 0,09462 0,09055 0,00"07 4,30 0,05437 0,05305 0,00132 2,43

64 0,14217 0,13847 0,00370 2,60 0,08111 0,07956 0,00155 1,91

69 0,20226 0,19841 0,00385 1,90 0,13055 0,12790 0,00265 2,03

74 0,29682 0,29198 0,00484 1,63 0,20186 0,19968 0,00218 1,08

79 0,40937 0,40316 0,00621 1,52 0,30822 0,30542 0,00280 0,91

84 0,48779 0,48068 0,00711 1,46 0,42238 0,41808 0,00430 1,02

+ 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 . -

83

18 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (~ox) E HIPOT(TICA (Pox.) - ELI­MINANDO AS DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASITARIAS E PNEUMONIAS (ate menores de 5 anos) COMO FATOR DE RISCO DE HORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE. DOS RESIDENTES NO MUNIClpIO DE SIlO PAULO EM 1970

EXO M A S C U L I N O F E M I N I N O

'" \ t _1\ PO)! - PO)!. 1 PO)! - Pox.

Pox Pox. Ipo)! - pox·1 Pox Po" PO)!. Ipo)! -pox.1 PO)! (t) (%)

1.00000 1.00000 - - 1.00000 1.00000 - -0.90844 0.95380 0.04536 4.99 0.92470 0,96321 0.03851 ". ,6

0.90336 0,95200 0,04864 5.38 0,91938 0,96135 0,0"'97 ",57

0.90082 0,95090 0.05008 5.56 0.91632 0.95999 0,0"367 ",77

0,89925 0,95004 0.05079 5,65 0,91"98 0,959"2 0,0"""4 ",86

9 0,89821 Q,94926 0,05105 5.68 0,91399 0,95883 0,04"84 ",91

14 0,89478 0,9"609 0,05131 5.73 0.911'15 0,95651 0,0"506 1t,94

19 0,89148 0,94284 0,05136 5,76 0,90919 0,95436 0,0"517 1t.97

2" 0,88532 0.93671 0,05139 5,80 0,90606 0.95131 0,0"525 1t,99

• 29 0.87645 0,92797 0,05152 5,88 0,90 1 ]2 0,94718 0.O45"~ 5.04

• 3" 0,86""" 0,91633 0,05189 6,00 0,89578 0,94155 0,0"577 5.11

o 39 0,8"827 0,90076 0,052"9 6,19 0,88766 O,931t00 O,O,.631t 5.22

o 4" 0,82735 0,88031 0,05296 6,40 0,87708 0,92380 0,046]2 5.33

o 49 0,79971 0,85296 0,05315 6,65 0,86169 0,90883 0,0"71" 5,"7

o 54 0,7625" 0,81611 0,05357 7,03 0,83987 0,88727 O,O"7'tO 5,6"

- 59 0,71013 0,76236 0,05223 7,36 0,80867 0,855"7 0,04680 5,79

- 64 0,6429" 0.69333 0,05039 7,8" 0,76"71 0.81009 0.0"538 5.93

- 69 0,55153 0,59732 0~01t579 8,30 0,70268 0,7"56" O,Olt296 6,11

-oH O,lt3998 O,lt7881 0,03883 8.83 0,6109" 0,65027 0,03933 6,""

o 79 0,30939 0.33900 0.02961 9.57 O,lt8762 0.5201t3 0,03281 6.73

81, 0.18273 0,20233 0,01960 10,73 0,33732 0.3611,8 0,021,16 7. ,6

.. 0,09360 0,10508 0,01148 12,26 0.19484 O,210H 0,01551 7.96

84

Como conseqÜência, a esperança de vida

ao nascer (ANEXOS 7 e 8) estaria aumentada em 4,02

anos e 3,70 anos , respectivamente para os homens

e mulheres (TABELA 19). Esta conclusão, apesar

de ser baseada numa hipótese, é mui to importante e

faz com que se reforce a necessidade urgente de

programas amplos e globais por parte das autorida­

des, não só basicamente no setor saúde, mas· tam­

bém em outras áreas governamentais, visando ã re­

dução drástica das doenças infecciosas e parasi tá

rias. o ganho, em média, de 4,02 anos e 3,70 a-

nos para os residentes no município de são Paulo

representam anos de vida em potencial sacrifica­

dos por causas plenamente evitáveis. Comparando­

se este ganho de quatro anos com os dados de GA­

BALDON24, chega-se ã conclusão de que bastaria

que as doenças infecciosas e parasitárias não fo~

sem causa de morte e o município de são Paulo

estaria saindo do nível intetmediário em desen­

volvimento de Saúde Pública, para o nível eleva­

do, representando uma região em que os seus habi­

tantes estariam vivendo um padrão moderno de baixa

mortalidade.

85

TABELA 19 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO AS DOENÇAS INFEC CIOSAS E PARASIT]\RIAS E PNEUMONIAS (em menores de 5 anos) COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SE XO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNIC. SAO PAULO EM 1970-:

I~ M A S C U L I N O F E M I N I N O

EX-EX. EX-EX. EX EX. IEX-EX .1 EX EX EX. IEx-EX .1 EX

IDADE (%) (%)

O 60,12 64,14 4,02 6,69 67,21 70,91 3,70 5,51

1 65, 17 66,24 1,07 1,64 71,67 72 ,62 0,95 1,33

2 64,53 65,36 0,83 1,29 71,08 71,76 0,68 0,96

3 63,71 64,44 0,73 1 , 15 70,32 70,86 0,54 0,77

4 62,82 63,50 0,68 1 ,08 69,42 69,90 0,48 0,69

5 - 9 61,89 62,55 0,66 1,07 68,49 68,94 0,45 0,66

10 - 14 57,12 57,75 0,63 1 , 10 63,68 64,10 0,42 0,66

15 - 19 52,32 52,94 0,62 1, 19 58,83 59,24 0,41 0.70

20 - 24 1~7 ,67 48,27 0,60 1,26 54,02 54,42 0,40 0,74

25 - 29 43, 13 43,70 0,57 1,32 49,27 49,65 0,38 0,77

30 - 34 38,69 39,23 0,54 1 ,40 44,58 44,93 0,35 0,79

35 - 39 34,38 34,86 0,48 1,40 39,97 40,27 0,30 0,75

40 - 44 30, 19 30,61 0,42 1,39 35.42 35,69 0,27 0,76

45 - 49 26,15 26,51 0,36 1,38 31 , O 1 31.24 0,23 0,74

50 - 54 22,30 22,60 0,30 1 ,35 26,75 26,94 o, 19 0,71

55 - 59 18,76 19, O 1 0,25 1,33 22,68 22,85 O, 17 0,75

60 - 64 15,46 15,66 0,20 1,29 18,84 18.99 O, 15 0,80

65 - 69 12,61 12,77 O, 16 1 ,27 15,29 15,41 O, 12 0,78

70 - 74 10, 17 10,32 O, 15 1,47 12,21 12,30 0,09 0,74

75 - 79 8,40 8,54 O, 14 1,67 9,66 9,75 0,09 0,93

80 - 84 7,50 7,62 O, 12 1,60 7,85 7,94 0,09 1 , 15

85 e + 7,26 7,36 O, 10 1,38 6,77 6,84 0,07 1 ,03

86

4.3.2. ELIMINANDO O GRUPO DOS "TUMORES MALIG­

NOS INCLUINDO NEOPLASMAS DOS TECIDOS LlN

FATICOS E DOS ORGAOS HEMATOpoETICOS"

COm a proporçao de 9,74% do total do s

óbitos masculinos e 11,32% dos femininos, foi este

grupo de doenças uma das principais causas de mor­

te para os residentes no município de são Paulo,em

1970. O risco especIfico de morte por câncer f o i

de 8,68 por dez mil homens e 7,30 por dez mi 1 mu­

lheres (quarto e segundo grupos de causas de morte,

respectivamente) •

Ao se analisar a influência dos casos de

câncer nas probabilidades de morte, segundo sexo e

idade (TABELA 20), conclui-se que é mInima a sua a

tuação em menores de um ano pois, a ausência dos tu

mores malignos como causa de morte, nesta idade,r~

presentaria um decréscimo de 0,00006 na probabili­

dade de morrer masculina e de 0,00008 na feminina.

Com o decorrer das idades, as diferenças absolutas

aumentam progressivamente, chegando ao máximo na i

dade de 75 anos, quando haveria redução na probabi

lidade de morrer de 0,04386 (10,71%) e de 0,02930

(9,51%), respectivamente para os homens e mulheres,

87

caso houvesse ausência desse grupo de causas de mor

te.

Lenmrando que várias causas de morte atu

am concomitante e competitivamente sobre os indiví

duos de uma dada população, pode-se analisar o pa­

pel dos tumores malignos (B19) através das diferen

ças relativas entre a probabilidade de morte real

e probabilidade líquida de morte (TABELA 20). A a

tuação desse grupo de causas é mais acentuada no

sexo feminino e principalmente no grupo etário 30 a

65 anos, chegando a uma diferença máxima de, apro­

ximadamente, 25% entre 40 e 54 anos. Nos homens,

as maiores diferenças relativas são detectadas em

idades mais avançadas, isto é, no grupo etário de

55 a 59 anos, onde haveria uma redução de aproxima

damente 20% na probabilidade de morrer, caso o cân

cer nao fosse uma das causas de morte. Este padrão

de mortalidade diferencial por sexo é comentado por

LEVIN e colaboradores 43 que, em relação â incidên­

cia, dizem ser o câncer predominantemente uma doen

ça das idades adulta e velha, raramente aparecendo

em crianças e jovens adultos. Aparece mais preco­

cemente nas mulheres do que nos homens, pois na fa,!

xa de idade entre 20 e 40 anos a incidência no se­

xo feminino é três vezes maior do que no masculino;

88

. COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE MORTE REAL (QX) E LIQUIDA (QX.) - ELIMINANDO 05 ~"" LU - TU~10RES MAL! GtlOS, INCLUINlJú 05 NEOPLASMAS OU TECIDO L1NFATlCO E DOS ORGlIOS HEMATOPO(T1COS COMO FATOR

DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTtS NO MUNICrPIO DE SAO PAULO EM 1970.

M A s C U L N O ,EXO

AOE~ QX I QX. J QX - QX.

- QX·I ---"Qx­(tI

o 0,09157 0,09151 0,00006 0,07

0,00559 0,00558 0,00001 0,18

2 0,00281 0,00275 0,00006 2,14

3 0,00175 0,00166 0,00009 5.14

~ 0,00115 0,00104 0,00011 9,57

5 - 9 O ,00382 0,00342 0,00040 10,47

o - 14 0,00368 0,00340 0,00028 7,61

5 - 19 0,00692 0,00659 0,00033 4,77

o - 24 0,01001 0,00955 0,00046 4.60

5 - 29 0,01311 0,01306 0,00065 4.74

- 34 0,01871 0,01797 0,00074 3.96

i - 39 0,02466 0,02329 0,00137 5.56

l-l,I, O,0331t0 0,02977 0,00363 10,87

- 49 0,04648 0,04010 0,00638 13,73

- 54 0,06873 0,05724 0,01149 16,72

- 59 0,09462 0,07619 0,01843 19,48

- 64 0,14217 0,11871 0,02346 16,50

- 69 0,20226 0,16979 0,03247 16,05

- 74 0,29682 0,25390 0,04292 14,46

- 79 0,40937 0,36551 0,04386 10,71

- 84 0,48779 0,44700 0,04079 8,36

e + 1,00000 1,00000

F E M N N O

I QX. 1I QX - I QX - QX. Qx·1 QX

(t) QX

0,07530 0,07522 0,00008 0,11

0.00575 0,00567 0.00008 1.39

0.00332 0.00325 0.00007 2,11

0.00146 0,00140 0.00006 4,11

0.00108 0.00099 0.00009 8,33

0.00278 0.00245 0.00033 11,87

0.00248 0.00220 0.00028 11,29

0.00345 0.00329 0,00016 4,64

0,00479 0,00438 0,00041 8,56

0,00659 0,00611 0,00048 7,28

0,00906 0,00806 0,00100 \1,04

0,01192 0.01015 0,00177 14.85

0,01755 0.01315 0,00440 25,07

0.02532 0.01846 0,00686

0,03714 0.02707 0,01007 27,11

0;05437 0.04156 0,01281 23,56

o ,08111 0.06416 0,01695 20,90

0,13055 0,10914 0,021'11 16,40

0,20186 0,17489 0,02697 13,36

0,30822 0,27892 0,02930 9,51

0,42238 0,39324 0.02914 6.90

1,00000 1,00000

89

já no grupo etário de 50 a 80 anos, é mais oomumen

tre os homens.

Na TABELA 21 estão comparadas as probabi

lidades de sobrevivência real e hipotética - na a~

sência do câncer como causa de morte. Dos cem mil

nascidos vivos que iniciam a tábua de sobrevivên­

cia chegariam aos 85 anos, 38% a mais de homens

(12.914 em vez de 9.360) e 23% a mais de mulheres

(23.960 em vez de 19.484). Outro ponto interessa~

te a se ressaltar é a proporção de indivíduos de 15

anos que chegariam aos 65 anos, limite superior da

faixa de população considerada economicamente ati­

va: com a ausência do câncer ter-se-ia probabili­

dade de sobreviver de 66,58% em vez de 61,87% nos

homens e 81,86% no lugar de 77,29% nas mulheres.

OS GRAFICOS 5 e 6 mostram o comportamen­

to das probabilidades de sobrevivência em função

das idades; no sexo feminino visualiza-se o afasta­

mento mais precoce da curva, que representa a pro­

babilidade de sobrevivência com exclusão do cânce~

na idade de 40 anos, sendo que, para os homens, is­

to ocorre na idade de 60 anos.

90

TQELA 21 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIOADES OE SOBREVIVER REAL (pox) E HIPOT(TICA (Pox.) - ELI­MINANDO OS TU~IOR(S NALlGNOS, INClUINOO NEOPLA~MAS 00 TECIOO lINFATlCO E OOS ORGAOS HEMATOPo(TlCOS CO­MO FATOR OE RISCO DE mRTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, OOS RESIDENTES NO MUNICIPIO DE SAO PAULO EM 1970.

'~ H A S C U l I N O F E H I N I N O

I II POI( - Pox. I 1 fax - Pox. IDADE

Pox POI(. Ipox - Pox.1 POx POlC POlC. \pox - Pox.1 POlC (%) (U

O 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -

I 0,908"" 0.908"9 0,00005 0.0\ 0.92"70 0,92"78 0.00008 0.01

2 0.90336 0.90H2 0.00006 O, O 1 0,91938 0.9195ft 0.00016 0.02

3 0.90082 0.9009" 0,00012 O, O 1 0,91632 0,91655 0.00023 0.03

\ 0.89925 0.899ft5 0,00020 0.02 0,91"98 0,91527 0.00029 0,03

5 • 9 0.89821 0,89852 0.00031 0.03 0,91399 0,9 1"37 0,00038 0.0"

\O - I" O,89ft78 O,895ft5 0,00067 0,07 0.911 "5 0,91213 O,Q0068 0,07

15 - 19 0,891,.8 0.892"0 0.00092 0.10 0,90919 0.91012 0,00093 O ,lO

li-H 0,88532 0,88652 0,00120 O,lft 0,90606 0,90713 0,00107 0,12

!5 • 2~ O, 876~5 ~,87805 0.00160 ~. 18 0,90172 0,91:316 0,001"" O,t6

" • )11 0.8U,.,. 0,86659 O,Ob215 0,25 0,89578 0,8976" 0,00186 0.21

'5 • 39 O,8U27 0,85102 O,Ob275 0.32 0,88766 O,890fto O,002H 0,31

"·H 0,82735 0,83120 O,O~385 0."7 0,87708 0,88137 O,OOU9 0,"9

'5 • '+9 0,79971 0,806,.6 0,0'0675 0,8" 0,86169 0,86978 0,00809 0,9"

SI • 5" 0,7625" 0,77"12 O, O 1158 1,52 0,8)987 0,85372 0,01385 1,65

55 • 59 0,7101) 0,72981 0,01968 2,71 0,80867 0,83061 0,0219" 2,71

,. - 6" 0,6"29" O,671t21 0,0)127 't,86 O, 761t 71 0,79609 0.031)8 " ,lO

6S • 69 0,55153 0,59"'7 O,OU6" 7.73 0,70268 O,7It502 O,0It2)/1 6,03

"-7" 0."3998 0,"9329 0,05331 12,12 0,6109" 0,66371 0,05277 8.'"

7S • 79 0,30939 0,3680" 0,05865 18,96 0,"8762 0,5"763 0.06001 12,31

a. - 81t 0,18273 0,23352 0,05079 27,80 0,33732 0,39"89 0,05757 17.07

15. + 0,09360 0,1291" 0,0355" 37 ,97 0,19"8" 0,23960 0,0""76 22.97

Pox

1.00

0.96

0.92

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0.64

0.60

0.!56

0.:12

0146

0.44

0.40

0.36

0.32

0.28

0.24

0.20

0.16

0.12

0.08

O.Q4

91

GRAFICO 5 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­TETICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAo DOS TUMORES MA­L!GNOS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO I DADES. DOS RESIDENTES NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino).

o~+n~~~---r--~--~~~~---r--~--~~~~--~--~~--~----01234:5 10 1:5 20 2:5 30 3!5 40 4:5 50 55 60 65 70 75 80 8:1

---- Pox :-- - - Pox.

ANOS

o ...

. o."

. 0.10

0.71

0.72

ua

0.1.

o.se

0.52

0.44

OAO

OoH

0.32

0.2'

0.24

0.20

o ...

OJa

o.oa

0,04

92

GRAFlcb 6 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Poxl E HIPo­TE:nCA (Pox.) - COM ELIMINAÇAO DOS TUMORES MA­L!GNoS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO I oADES. DOS RESIDENTES NO MUNICípIO DE sAo PAULÕ EM 1970 (sexo feminino).

o~+nTnr--T----r---~---~~~-T---~---~---~~~-T---~---T-~~~---~ 012345 10 I~ 20 25 :50 ~ 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85

---- Pox ~-- Pox.

ANOS

93

Se fosse possível erradicar totalmente o

câncer, como causa de óbito, as esperanças de vida

ao nascer, no município de são Paulo, em 1970, se­

riam de 61,99 anos e de 69,23 anos, respectivamen­

te, para os sexos masculino e feminino (ANEXOS 11 e

12). As estimativas dos anos em potencial sacrifi

cados estão apresentadas na TABELA 22: ao nascer

haveria um ganho de 1,87 anos para os homens e 2,02

para as mulheres. Estas diferenças aumentam com o

decorrer das idades e, até a idade de 35 anos estes

ganhos são maiores para as mulheres (2,10 anos), h~

vendo depois uma inversão, isto é, maior ganho pa­

ra os homens, refletindo a maior incidência preco­

ce do câncer feminino (GRAFICOS 7 e 8). Os ganhos

relativos na esperança de vida são sempre maiores

para os homens devido ã sua menor esperança de vi

da.

Ganhos diferentes, em função do~, ta~

bém existem nos Estados Unidos 74 , mas, relativamen

te ao município de são Paulo, há uma diferença maior

na comparação das esperanças de vida real e hipo­

tética - na ausência do câncer como causa de morte

(TABELA 23).

94

TABELA 22 - COMPARAÇ1\O ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO OS TUMORES MALIG­NOS, INCLUINDO NEOPLASMAS DO TECIDO LINFATICO E DOS ORGAOS HEMATOPOtTICOS, COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MU NIC!PIO DE SAO PAULO EM 1970. -

~ MAS C U L I N O F E M I N I N O

EX-EX. EX-EX. IDADE

EX EX. IEX-EX·I EX EX EX. IEX-EX·I EX (%) (%)

O 60,12 61,99 1,87 3, 11 67,21 69,23 2,02 3,01

1 65,17 67,23 2,06 3,16 71,67 73,84 2,17 3,03

2 64,53 66,60 2,07 3,21 71,08 73,26 2,18 3,07

3 63,71 65,78 2,07 3,25 70,32 ]2,50 2,18 3,10

4 62,82 64,89 2,07 3,30 69,42 71,60 2,18 3, 14

5 - 9 61,89 63,96 2,07 3,34 68,49 70,67 2,18 3,18

10 - 14 57,12 59,17 2,05 3,59 63,68 65,84 2,16 3,39

15 - 19 52,32 54,36 2,04 3,90 58,83 60,98 2,15 3,65

20 - 14 47,67 49,71 2,04 4,28 54,02 56,17 2,15 3,98

25 - 29 43,13 45,16 2,03 4,71 49,27 51,41 2,14 4,34

30 - 34 38,69 40,73 2,04 5,27 44,58 46,71 2,13 4,78

35 - 39 34,38 36,42 2,04 5,93 39,97 42,07 2,10 5,25

40 - 44 30,19 32,23 2,04 6,76 35,42 37,47 2,05 5,79

45 - 49 26, 15 28,15 2,00 7,65 31 , ° 1 32,94 1,93 6,22

50 - 54 22,30 24,22 1 ,92 8,61 26,75 28,51 1,76 6,58

55 - 59 18,76 20,54 1,78 9,49 22,68 24,23 1,55 6,83

60 - 64 15,46 17,02 1,56 10,09 18,84 20,19 1,35 7,11

65 - 69 12,61 13,98 1,37 10,86 15,29 16,39 1 , 1O 7,19

70 - 74 10, 17 11 ,33 1 , 16 11,41 12,21 13,09 0,88 7,21

75 - 79 8,40 9,33 0,93 11 ,07 9,66 10,34 0,68 7,04

80 - 84 7,50 8,27 0,77 10,27 7,85 8,37 0,52 6,62

85 e + 7,26 7,93 0,67 9,23 6,77 7,17 0,40 5,91

EX

100

96-

92

ea

84

80

16

12

4

GRAFICO 7 -

---EX --- EX.

95

ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDTETICA (EX.) - COM ELIMINAÇAD DOS TUMORES MALIGNOS COMO FA­TOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES. DOS RE­SIDENTES NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970 (se­xo masculino) .

ANOS

EX

" 100

te

12

88

14

10

4

96

GRAFICO 8 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDTtTICA (EX.) - COM ELIMINAÇAD DOS TUMORES MALIGNOS COMO FA­TOR DE RISCO DE MORTE - DOS RESIDENTES NO MUNI­CIPIO DE sAo PAULO EM 1970, SEGUNDO IDADES (se­xo feminino).

---- EX ANOS _-- EX.

97

TABELA 23 - GANHOS EM POTENCIAL (em anos) NA ESPE­RANÇA DE VIDA APOS A IDADE DE 45 ANOS, COM A E LI MI NAÇAO DO CANCE R COMO C A US A DE OBITO, SEGUNDO SEXO, NO MUNIC!PIO DE SAO PAULO, 1970 E ESTADOS UNIDOS, 1973.

~ SEXO MASCULINO FEMININO

~ sAo PAULO EE.UU* sAo PAULO EE.UU* IDADE 1970 1973 1970 1973

45 2,00 2,57 1 ,83 2,55

50 1 ,92 2,47 1 ,76 2,35

55 1 ,18 2,32 1 ,55 2 , 10

60 1 ,56 2, 10 1 ,34 1,80

65 1 ,37 1 , 8 1 1 , 1 O 1 ,48

*FONTE: STATISTICAL BULLETIN 74 .

Urna das possíveis razoes, para haver um

maior ganho potencial nos Estados Unidos, prende-se

ao fato da não existência, naquele país, de um al-

to risco de morte por doenças infecciosas em crian

ças, tal corno acontece no município de são Paulo.

Isto faz com que haja um maior contingente de indi .

víduos em idades mais avançadas, permitindo, tal-

vez, uma exposição mais prolongada aos possíveis ~

gentes cancerígenos, resultando daí maior incidên-

cia de casos de câncer e, conseqfientemente, maior

mortalidade. Outros fatores explicativos seriam,

talvez, melhor diagnóstico e maior precisão no pr!:,

98

enchimento dos atestados de óbitos. Não pode ser

esquecida, a possIvel maior sobrevivência do paci­

ente, por melhor qualidade da atenção médica.

A suposição da eliminação completa dos tu

mores malignos como causa de óbito é irreal e im­

praticãvel53 com os conhecimentos atuais, mas de­

ve existir, para os sanitaristas, o objetivo depr~

venir ou mesmo retardar a mortalidade por câncer.

O que poderia ser feito para, talvez, alcançar es­

te objetivo é incentivar programas de rastreamento

e diagnóstico precoce dos casos e envidar esforços

para que haja tratamento mais eficiente e eficaz

dos casos diagnosticados. Com isto, diminuir-se-ia

o coeficiente de mortalidade especIfico por idade,

especialmente nas idades mais jovens e aunentar-se-ia

a sobrevivência dos pacientes com câncer que tive~

sem obtido tratamento especIfico. Esta atitude po

de ser considerada prevenção secundária das doen­

ças crônicas, isto é, a detecção da doença durante

seu estágio inicial, ocasião em que um tratamento

adequado poderia fazer cessar o seu progresso, evi

tando incapacidade física e a morte prematura 7 •

Por outro lado, esforços devem ser difu~

didos no sentido de se incentivar programas de pr~

99

vençao a níveis primários, se factíveis através de

métodos simples de Saúde Pública. Segundo DOLL13,

mesmo não se conhecendo' ainda o mecanismo pelo qual

o câncer é produzido na célula, sua prevenção tor-

nou-se uma possibilidade, graças a estudos epide­

miológicos que permitiram definir condições ambien

tais que agem como fatores de risco, tais como: há

bitos sociais, exposição a perigos relativos à saú

de ocupacional e algumas drogas. Para LEVIN44, 40%

a 50% dos tumores malignos serão preveníveis, em f~

turo próximo, caso se consiga aumento acentuado do

controle do hábito de fumar. Corroborando tal ra-

ciocínio, já há evidências de que 80% dos neoplas-

mas humanos, direta ou indiretamente, dependem de

fatores ambientais, cabendo portanto à Epidemiolo­

gia - instrumento essencial da Saúde Pública - in-

vestigar o papel dos perigos do ambiente para o ho

mem28 e identificar os grupos de pessoas sujeitas

a alto risco em câncer 19 ,68.

Caso estas recomendações relativas à pre

vençao, diagnóstico e tratamento precoces viessem

a ser executadas, no município de são Paulo, res-

peitando as prioridades necessárias, ter-se-ia a

possibilidade de reduzir a mortalidade por ... cancer

e o ganho hipotético na esperança de vida, aqui es

timado, tornar-se-ia, em parte, realidade.

100

4.3.3. ELIMINANDO O GRUPO DAS "DOENÇAS CARDIO

VASCULARES"

Compreendendo as doenças reumáticas do

-coraçao (391 a 398), as hipertensivas (400 a 404),

as isquêmicas do coração (410 a 4l4) , e as cérebro­

vasculares (430 a 438), foi este grupo responsável

por 28,17% dos óbitos masculinos e 32,68% dos femi

ninos. O risco de morrer dos residentes no munic!

pio de são Paulo em 1970 foi de 25,13 por dez mil

homens e 21,07 por dez mil mulheres, constituindo

as doenças cardiovasculares no principal grupo de

causas de morte.

Caso estas doenças nao fossem causa de

morte, haveria uma grande redução nas probabilida­

des de morrer, tanto masculina qwmto feminina (TA­

BELA 24). As diferenças absolutas entre as proba­

bilidades de morte real e hipotética- na ausência

desse grupo de causas de morte - são crescentes com

o aumentar das idades, em ambos os sexos, com mai2

res diferenças no sexo masculino. As diferenças re

lativas, entretanto, são constantemente maiores pa

ra as mulheres, dado o menor risco de morrer apre­

sentado por elas. Para os homens, a partilr dos 35

101

TAJELA 24 - COMPARAÇl\O ENTRE AS PROBABILlOt.DES DE MORTE RE>'\L (QX) E LTQUIDA (QX.) - ELI~H"IANL'O AS

~ leADE

• 1

2'

)

" J o

, I' - I" JJ o I' .. o H

P o 29

J' - )11

15 - "

,,- ....

15 o '"

.$' o 5'

,5 o 5'

•• o '"

'5 - 6'

,. o 7"

'5 o "

Ii o 811

15 • +

DOENÇAS CARDIOVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUtlOO SEXO E IDADE, DO'i RES! DENTES NO HUNIC[PIO DE SilO PAULO EM 1970.

" A S C U l • N O f E " • N • N O

-QX - QX. QX - QX. QX QX. IQx - Qx·1 QX QX QX. IQX - Qx·1 ---,.-: -

(t) (t)

0,09157 0,09117 0,000"0 O,"" 0,01530 0,07'93 0,00037 O,""

0,00559 0,005"8 0,00011 1,97 0,00575 0,00562 0,00013 2,!~

0,00281 0,00276 0,00005 1,78 0,00)32 0,00321 0,00011 3,H

0,00175 0,00172 0,00003 1,71 0,00146 0,00'''6 - -

O ,ao 115 0,00110 0,00005 ",35 0,00108 0,00100 0,00008 7,'"

0,00382 0,00365 0,00017 ','5 0,00278 0,00262 0,00016 5,76

0,00368 0,00350 0"00018 ",89 . 0.002,.8 0,00220 0,00028 11.2'

0.00692 0.006/j7 0.000"5 6,50 O,OOH5 0,00313 0,00032 ',21

0.01001 0.00915 0.00086 8,59 O,OO/j79 O,OO/j16 0.00063 13 .15

0.01]71 0,01232 0.00139 la, 1" 0,00659 0.005H 0,00125 18,97

0,01871 0,01565 0,00306 16.35 0.00906 0,00733 0.00173 1'."

0.02"'6 0,0195" 0.00512 20.76 0,0 11'2 0.00'0) 0,00289 2".25

O .033/j0 0.021178 0.00862 25,81 0.01155 O,012/j6 0.0050' 2'.00

0.0"61t8 0.03137 0,01511 )2 .51 0,025)2 0.01675 0,00857 33,85

0,06873 0.0"285 0,02588 37,65 0,0371" 0,02123 0,01591 1t2.8"

0,0,"62 0,05552 0,03910 ,. I, 32 0,051137 0,029"1 O,OH,6 '5.91

O,1UI1 0.07"'" 0.06753 "7,50 0,08111 O,OUIO 0,03901 "8,10

0,20226 0.IOH8 0.09978 "',33 0.13055 0,0632' 0,06726 51.52

0.2,682 0,15160 0.1"522 "8,93 0,20186 0,09151 11.11035 SIt,67

O,ItO'37 0.20206 0,20731 50,6" 0,)0822 0,12883 o,I793!J 58,20

o .1t8719 0.25"36 0,233") /j7,85 0."2238 0,19"20 0.22818 SIt.ot

1.00000 1,00000 - - 1.00000 1,00000 - -

102

anos, já existiria uma redução mínima de 20%, che­

gando ao máximo de 50% na faixa etária 75 a 79 a­

nos. Nas mulheres, a redução nestas mesmas idades

seria de 24% e 58%, respectivamente.

A probabilidade de sobreviver, outra va­

riável estudada (TABELA 25), mostra que, na ausên­

cia das doenças cardiovasculares como causa de mor

te, de cem mil nascidos vivos chegariam 29.980 ho­

mens aos 85 anos, em vez de 9.360 (220,3% a mai~ e

46.672 mulheres, em vez de 19.484 (139,54% a mais).

Veri ficando-se a grande atuação desse gr~

po de doenças como causa de morte na faixa economi

camente ativa da população, vê-se que, daquelesque

completaram 15 anos, 74,15% dos homens chegariam

aos 65 anos (e não somente 61,87%) e 85,83% das

mulheres (em vez de 77,29%). OS GRAF I COS 9 e 10 re

presentam a tendência das probabilidades de sobre­

vivência em função da idade.

As tábuas de vida de múltiplo decremento

com a exclusão das doenças cardiovasculares como

causa de morte (ANEXOS 13 e 14) mostram esperanças

de vida ao nascer de 69,26 anos e 78,65 anos, res­

pectivamente, para homens e mulheres. A comparaçao

103

DlELA 25 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPOTCTlCA (Pox.) - ELI­MINANDO AS DOENÇAS CARD[OVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDA­DE, DOS RESIDENTES NO MUNIClpIO DE SAO PAULO EM 1970.

~ H A S C U L 1 N O f E H 1 N 1 N O

I IIPOX - Pox·1 Pox-Pox. Pox - Pox.

Pox Pox. Pox Pox Pox. IPox - Pox.1 --p~ tDADE (%) (U

O 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -1 O,9081t1t O ,·908B3 0,00039 0.01t 0,92"70 0,92507 0,00037 O,OIt

2 0,90336 0,90385 0,000"9 0,05 0,91938 0,91988 0,00050 0,05

3 0,90082 0,90135 0,00053 0,06 0,91632 0,91692 0,00060 0,07

" 0,89925 0,89981 0,00056 0,06 0.911t98 0,91558 0,00060 0,07

5 • 9 0,89821 0,89882 0,00061 0,07 0,91399 0.911t66 0,00067 0,07

10 - '" 0,89478 O,89551t 0.00076 0,08 0,91145 0,91227 0.00082 0,09

15 - 19 0,89148" 0.89240 0.00092 0,10 0,90919 0,91027 0,00108 0,12

20 · 2" 0,88532 0,88663 0,00131 0,15 0,90606 0.907"2 0,00136 0,15

2S • 29 0,876"5 0,87852 0,00207 0,2" 0.90172 0,90365 0,00193 0,2'

3D - 3" 0,86,.44 0,86769 0,00325 0,38 0.89578 0,89883 0,00305 O,H

3S - 39 0,84827 0,85411 0,00584 0,69 0,88766 0,89224 0,00458 0,52

Ito · "4 0,82735 0,83742 0,01007 1,22 0,87708 0,88419 0,00711 0,81

"5 - "9 0.79971 0,81667 0,01696 2,12 0,86169 0,87317 O, ° 1148 1.33

50 - 5" 0,76254 0,79105 0.02851 3,74 0.83987 0,85855 0,01868 2,22

55 - 59 0,71013 0,75715 0,0"702 6,62 0,80867 0,8"032 0,03165 3,91

60 - 6" O,6/t29/t 0,71512 0,07218 11,23 O,76/t71 0,81561 0,05090 6,66

65 -69 0,55153 O,6617/t 0,11021 19,98 0,70268 0,78127 0,07859 11,18

70 • 7't O,/tH98 0,59393 0,15395 3/t,99 O,6109/t 0,73182 ~ ,12088 19,79

75 • 79 O ,309H 0,50389 0,19"50 62,87 0,48762 0,66485 0,17723 36,35

10 • 811 0,18273 O,/t0207 O,2193/t 120,O/t 0,33732 0,57920 O, 2It 188 71,71

IS • + 0,09360 0,29980 0.20620 220,30 O ,19/t84 O,lj6672 0,27188 1H,5/t

Pox

1.00

0.16

0.12

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0.14

0.60

0.51

0.S2

OM

0.44

OAO

0.36

0,32

0.28

0.24

0.20

0.16

0.12

0.08

0,04

104

GRAFICO 9 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­Tt:TICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CAR DIOVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE GUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNIC!PID DEs){i PAULO EM 1970 (sexo masculino) •

ooo+n~~~---r--'---~~~~----r---'----T-___ ~~---~---T-___ r-~---~-I 0123~ /O IS 20 2S 30 3S 40 4S 60 SS 60 65 70 ~ 80 85

----Pox .....--- POX.

ANOS

:0."

'o.H

.... '0.14

' .... 0

t.7f

.0.72

u.

0.1.

0.10

OM

0.52

OM

0.44

0.40

OH

U2

0,2.

o.z4

0.20

0.11

0.12

0.01

0.04

105

GRAFICO 10 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO-TETICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CAR­DIOVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE GUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNIC!PIO ~ sAõ PAULO EM 1970 (sexo feminino).

t~+nTM~~---r~~--r-~~~--~--~--~~~~--~--~--r---'~i--~'--012'4:1 10 I~ 20 2~ ~ 35 40 4~ ~o ~~ 60 6~· 70 ~ 80 8~

---- Pox ANOS' --- Pox.

106

entre as esperanças de vida real e hipotética, apre

sentada na TABELA 26, mostra ganhos acentuados de

9,14 anos e 11,44 anos respectivamente, na espe­

rança de vida ao nascer masculina e feminina. O nú

mero de anos ganhos é sempre maior para o sexo fe­

minino, com valor máximo aos 40 anos, igual a 12,56

anos. Para os homens, o maior ganho é de 10,44 a­

nos na idade de 45 anos.

Interessante é o fato de que, dentre to­

dos os grupos de causas estudados, somente com a ex

clusão das cardiovasculares, é que se observamaior

esperança de vida aos 85 anos no sexo feminino, do

que no masculino, mostrando a alta mortalidade por

este grupo de causas nesta faixa etária, para as

mulheres. Os GRAFICOS 11 e 12 representam as cur­

vas das esperanças de vida em relação às idades.

Visto que as doenças isquêmicas do cora­

çao e as cerebrovasculares constituem as duas mais

importantes causas de óbito dentre as cardiovascu­

lares, analisou-se separadamente a atuação de cada

uma delas.

O grupo das doenças isquêmicas do cora­

çao (B28) representou 12,69% dos óbitos masculinos

107

TABELA 26 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO AS DOENÇAS CAROlO VASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUN~ DO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNICfpIO DE SAO PAULO EM 1970.

~ M A S C U L I N O F E M I N I N O

EX-EX. EX-EX. EX EX. IEX-EX .1 EX EX EX. IEx-Ex·1 EX

IDADE (%) (%)

O 60,12 69,26 9,14 15,20 67,21 78,65 11 ,44 17,02

1 65,17 75,19 10,02 15,38 71,67 84,01 12,34 17,22

2 64,53 74,60 10,07 15,61 71,08 83,48 12,40 17,45

3 63,71 73,81 10,10 15,85 70,32 82,75 12,43 17,68

4 62,82 72,94 10, 12 16, 11 69,92 81,87 12,45 17,93

5 - 9 61,89 72,0 1 10, 12 16,35 68,49 80,95 12,46 18,19 10 - 14 57,12 67,27 10, 15 17,77 63,68 76, 16 12,48 19,60 15 - 19 52,32 62,50 10, 18 19,46 58,83 71,32 12,49 21,23

20 - 24 47,67 57,89 10,22 21,44 54,02 66,53 12,51 23,16 25 - 29 43, 13 53,40 10,27 23,81 49,27 61,80 12,53 25,43 30 - 34 38,69 49,03 10,34 26,73 44,58 57,12 12,54 28,13 35 - 39 34,38 44,77 10,39 30,22 39,97 52,52 12,55 31,40 40 - 44 30,19 40,62 10,43 34,55 35,42 47,98 12,56 35,46 45 - 49 26,15 36,59 10,44 39,92 31 tO 1 43,55 12,54 40,44

50 - 54 22,30 32,69 10,39 46,59 26,75 39,25 12,50 46,73 55 - 59 18,76 29,04 10,28 54,80 22,68 35,05 12,37 54,54 60 - 64 15,46 25,60 10, 14 65,59 18 t 84 31,03 12,19 64,70 65 - 69 12,61 22,46 9,85 78, 11 15t 29 27,29 12,00 78,48 70 - 74 10, 17 19,74 9,57 94,10 12,21 23,96 11,75 96,23 75 - 79 8,40 17,82 9,42 112,14 9,66 21 , 12 11 ,46 118,63 80 - 84 7,50 16,71 9,21 122,80 7,85 18,88 11,03 140,51 85 e + 7,26 16,55 9,29 127,96 6,77 17,83 11,06 163,37

EX

100

96

82

88

80

76

72

68

64

60

56

52

48

44

40

a. 32

28

24

20

I'

12

a

..

108

GRAFICO 11 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDTETICA (EX.) - COM ELIMINAÇAO DAS DOENÇAS CARDIOVASC~ CO MO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MUNICípIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino) •

O~~---r--'---r-~---r--~~r-~---r--~~r-~--~--r-~--~I 012346 10 1!5 20 2~ 30 " 40 415 ~O :5:5 60 6!5 70 ~ 80 8!5

---EX ANOS .--- EX.

EX

100

• 2

10

76

72

14

&1

&2

48

44

40

Ii

12

14

li

II

8

4

109

GRAFICO 12 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDT~TICA (EX.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CARDIOVASCULARES CO MO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino) •

.O~~---r--~--r--~i--~i~~I--~Ir-~i--~i~~'--~i--~i--~i--~i--~i--~I--hl . ola~ lO IS 20 as 30 3S 40 4S ~O ~~ 60 6S 70 7S 60 as

---EX .~---.- EX.

ANOS

110

e 11,62% dos femininos. O risco de mo.rrer, para os

residentes no municIpio de são Paulo, em 1970, foi

de 11,31 por dez mil homens e 7,49 por dez mil mu­

lheres.

Relativamente ãsprobabilidades lIquidas

de morte (TABELA 27) verifica-se a maior importân­

cia que assumem as doenças isquêmicas do coraçao na

mortalidade masculina. Na sua ausência, haveria u

ma redução de 11,44% na probabilidade de morte dos

homens de quarenta anos, sendo que a diferença ab­

soluta é três vezes maior do que a redução no sexo

feminino. Esta razão se mantém até 50 anos e, a par

tir dos 55 anos, o valor da redução é duas vezes

maior para os homens.

A probabilidade de sobreviver, do nasci­

mento até a idade de 85 anos (TABELA 28), estaria

aumentada em 67,43% e 39,05%, respectivamente pa­

ra os homens e mulheres, caso a doença isquêmica do

coração não se constituísse em causa de morte do s

residentes no municIpio, em 1970. Dos indivíduos

que completaram 15 anos, 67,46% dos homens chega­

riam aos 65 anos e 80,10% das mulheres, em lugar de

61,87% e 77,29%, respectivamente. Os GRAFICOS 13 e

14 representam as curvas de probabilidade de sobre

vivência.

111

ASElA 27 - COHPARAÇAO ENTRE AS PROBABILlOADES DE HORTE REAL (QX) E LTQUIDA (QX.) - ELIMINANDO AS 00 ENÇAS ISQU[MICAS 00 CORAÇAO COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, DOS RE= SIDENTES NO MUNIClplO DE SilO PAULO EM 1970.

~ M A S C U L 1 N O F E M I N I N O

I IIQX I QX - QX. I II QX -

QX - QX. QX QX. - Qx.1 QX QX QX. QX .1 QX

IDADE (%) m

O 0,09157 0,09151 - - 0,01530 0,07530 - -

1 0.01>559 0.00559 - - O,II0SIS O.OOSlS - -2 0,00281 0,00281 - - 0,00332 0,00332 - -

3 0,00175 0,00115 - - 0,00146 0,00"'6 - -~ 0,00115 0,00115 - - 0,00108 0,00108 - -

S - 9 0,00382 0,00380 0,00002 0,52 0,00218 0,00218 - -10 - 14 0,00368 0,00365 0,00003 0,82 0,00248 0,00248 - -IS - 19 0,00692. 0,01>690 O,OOOOZ 0,29 0,00345 O ,003lt5 - -zo - 24 0,01001 0,00983 0,00018 1,80 0,00419 0,00416 0,00003 0,63

zs - 29 0,01371 O,0134Z 0,00029 2,12 0,00659 0,00655 0,0000" 0.61

30 - )4 0.01811 0,01155 O ,ao 116 6,20 0,00906 0,00880 0,00026 2,87

35 - 39 0,02466 0.02329 0,00131 5,56 o ,o 1192 O,OIIH 0,00058 ",87

~O - 44 0,03340 0,02958 0,00382 11, "" 0,01155 0,01639 0,00116 6,61

~5 - 49 0,04648 0,03962 0,00686 1",16 0,02532 0,02300 0,00232 9,16

50 - 54 0,06873 0,05"96 0,01377 20,03 0,0371" 0,03233 0,00481 12,95 .

55 - S9 0,09"62 O,07671t 0,01788 18,90 0,05"31 0.0"530 0,00907 16,68

60 - 64 0.1"217 0,10887 0.03330 23,42 0,08111 0,06561 0,01550 19, II

65 • 69 0,20226 0,15655 0,04571 2Z,60 0,13055 0,10659 0,02396 18.35

70 - 74 0.29682 0,23"02 0,06280 21.16 0,20186 0,1606" 0,0"122 20,1,2

7S - 79 0,40937 0,32861 0,08076 19,73 0,30822 O,2ItH1 0,06451 20.93

80 • 84 0.48779 0,39928 0,08851 18,15 0,"2238 O,H402 0,07836 18,55

1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -85 e +

112

TABELA 28 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (pox) E HIPOT(TiCA (Pox.) - ELi­MINANDO AS DOENÇAS ISQUrrllCAS DO CORAÇAO COMO FATOR DE RiSCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE. DOS RESIDENTES NO HUNICfpIO DE SAO PAULO EM 1970.

~ M A S C U L I N O f E li I N I N O

I I 'IPOX-POX. I I 1pOX-PO".

POx Pox. IPox -pox·1 Pox Pox Pox. IPox - pox.1 POx IDADE (%) (%)

o 1,00000 1.00000 - - 1,00000 1,00000 - -I 0,90844 0,908"" - .. O ,921t70 O,921t70 - -

2 0,90336 0.90336 - - 0,91938 0,91938 - -3 0,90082 0.90082 - - 0,91632 0,91632 - -4 0,89925 0,89925 - - 0,91498 0,91"98 - -

5 - 9 0,89821 0,89821 - - 0,91399 0,91399 - -10 • 14 0.89478 0.89"79 0,00001 0.00 0.911/j5 0.911/j5 - -

15 - 19 0.89148 0,89153 0,00005 0.01 0.90919 0,90919 - -20 - H 0.88532 0,88538 0,00006 0.01 0,90606 0.90606 - -25 - 29 0.876/j5 0,87667 0,00022 0.03 0.90172 0,90175 0,00003 0,00

30 • 3/j 0,86"44 0.86491 0,000"7 0,05 0,89578 0,8958" 0,00006 0,01

35 - 39 O,8ltB27 O,8lt973 O,OOtll6 0,17 0,88766 0,88796 0,00030 0,03

"O - 44 0,82735 0,82993 0,00258 0,31 0,87708 0.87789 0,00081 0,09

"5 - 49 0,79971 0,80539 0,00568 0171 0,86169 0,86350 0,00181 0,21

50 - 5" O,7625lt O,773lt8 0,0109" 1,"i! 0,83987 O,8i!36i! 0,00377 0,"5

55 - S9 0,71013 0,73097 0,0208" 2.93 0,80867 0,81637 0,00770 0,95

60 - 64 O,6i!29" 0,67"88 0,0319" 4.97 0.76471 0.77938 0,01"67 1,92

65 - 69 0,55153 0,60140 0,0"987 9,Olt 0,70268 O,728H 0,02556 3,611

70 - 74 0,"3998 0,50725 0,06727 15,29 0,610'" 0,65062 0,03968 6,49

75 - 79 0,30939 0,38854 0,07915 25,58 0,48762 0,54610 0,058"8 11,99

80 - 84 0,18273 0,26086 0,07813 "2,76 0,33732 0,41302 0,07570 22,ItIt

85 e + 0,09360 0.15671 0,06311 67,H O,19"8i! 0,27093 0,07609 39,05

Fox

LOO

0. ..

O.ta

0.18

0.84

0.80

0.7e

0.72

0 .. 8

0.14

0.10

O.H

0.5.

OM

0.44

0.40

o.a.

0.52

0.21

0.24

0.20

0.1.

0.12

0.01

113

GRAFICO 13 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­T~TICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS IS­QU~MICAS 00 CORAÇAO COMO FATOR DE RISCO DE MOR­TE - SEGUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNICt­PIO DE SAo PAULO EM 1970 (sexo masculino).

~~~

~~ ~ ~ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \ \

O~~~---r--~--~--r-~---r--~--~--r-~--~--~--~~~-r--~ 0123., 10 I~ 20 2S ~ !ti 40 4!5 50 55 60 65 70 75 80 85

---- Pox ANOS

--- Pox.

Pox

1.00

O.H

0.92

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0.84

0.60

OM!

0.44

• 0.40

0.36

0.32

0.28

0.24

0.20

0.16

0.12

0.08

0,04

114

GRAFICO 14- PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­TETICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAO DAS DOENÇAS IS­QU~MICAS DO CORAÇAo COMO FATOR DE RISCO DE MOR­TE - SEGUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNICí­PIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino).

~'-, ~ ~

\ \ ~ \ \ \ \ \ \ \ \

ooo+n~r-~--~--~--~--r-~---r--~--~--r-~--~--~--~ ___ ~-T-012345 10 I~ 20 25 30 ~ 40 45 50 55 60 65 70 75 80 85

Pox ANOS --- Pox.

115

A esperança de vida ao nascer, com a eli

minação desse grupo de causas seria de 62,90 anos

e 69,71 anos para os homens e mulheres, respectiv~

mente (ANEXOS 15 e 16). O ganho, em anos, na espe

rança de vida seria maior para os homens, com va­

lor máximo na idade de 40 anos, onde seria da or­

dem de 3,23 anos para os homens e 2,31 anos para as

mulheres (TABELA 29). OS GRAFICOS 15 e 16 aprese~

tam a tendência cronológica das esperanças de vida.

O outro componente importante do grupo

cardiovascular é representado pelas doenças cere­

brovasculares, de comportamento epidemiológico di­

ferente segundo sexo e grupos etários, quando com­

parado ao das doenças isquêrnicas do coração.

As doenças cerebrovasculares representa­

ram 8,31% dos óbitos masculinos e 11,27% dos femi­

ninos; portanto, proporcionalmente, é mais impor­

tante na mortalidade feminina. Entretanto, os coe

fi cientes de mortalidade para os residentes no mu­

niclpio de são Paulo foram de 7,41 por dez mil ho­

mens e 7,27 por dez mil mulheres, dado o menor ris

co de morrer das mulheres.

116

TABELA 29 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO AS DOENÇAS ISQU~ MICAS DO CORAÇAO COMO FATOR DE RISCO DE MORTE-St GUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNICrPIO" DE sAO PAULO EM 1970.

! M A S C U L , N O F E M , N , N O

EX-EX. EX-EX. EX EX. IEX-EX .1 EX EX EX. IEX-EX·I EX

IDADE (%) (%)

O 60,12 62,90 2,78 4,62 67,21 69,71 2,50 3,72

1 65,17 68,22 3,06 4,70 71,67 74,37 2,70 3,77

2 64,53 67,60 3,07 4,76 71,08 73,80 2,72 3,83

3 63,71 66,79 3,08 4,83 70,32 73,04 2,72 3,87

4 62,82 65,91 3,09 4,92 69,42 ]2,15 2,73 3,99

5 - 9 61,89 64,98 3,09 4,99 68,49 71,23 2,74 4,00

10 - 14 57,12 60,22 3,10 5,43 63,68 66,42 2,74 4,30

15 - 19 52,32 55,43 3,11 5,94 58,83 61,58 2,75 4,67

20 - 24 47,67 50,80 3,13 5,98 54,02 56,78 2,76 5, 11

25 - 29 43,13 46,28 3, 15 7,30 49,27 52,04 2,77 5,62

30 - 34 38,69 41,88 3, 19 8,25 44,58 47,37 2,79 6,26

35 - 39 34,38 37,58 3,20 9,31 39,97 42,77 2,80 7,01

40 - 44 30,19 33,42 3,23 10,70 35,42 38,23 2,81 7,93

45 - 49 26,15 29,36 3,21 12,28 31 , O 1 33,82 2,81 9,06

50 - 54 22,30 25,47 3, 17 14,21 26,75 29,56 2,81 10,50

55 - 59 18,76 21,80 3,04 16,20 22,68 25,47 2,79 12,30

60 - 64 15,46 18,41 2,95 19,08 18,84 21,56 2,72 14,44

65 - 69 12,61 15,35 2,74 21,73 15,29 17,89 2,60 17,00

70 - 74 10, 17 12,74 2,57 25,27 12,21 14,73 2,52 20,64

75 - 79 8,40 10,86 2,46 29,29 9,66 12,07 2,41 24,95

80 - 84 7,50 9,95 2,45 32,67 7,85 10, 15 2,30 29,30

85 e + 7,26 9,91 2,65 36,50 6,77 9,17 2,40 35,45

EX

100

H

.2

18

84

10

16

72

ta

14

80

51

52

48

44

40 .. 12

1I

, 14

10

.11

11

• "

GRAFICO 15

117

- ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDTETICA (EX.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS ISQUE­MICAS DO CORAÇAO COMO FATOR DE RISCO DEMffi TE - SEGUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MÜ NICtPIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo mascu~ Uno) •

O~~--~--'---~-ri---ir-~i--~'~~i--~i~~'--~i~~'---'--~i--~i---,~-I OIU46 to IlS 20 2lS 30 3.:1 40 415 ~o O~ 60 6lS 70 7:S 80

---EX ANOS

--- EX.

EX

100

92

84

80

76

72

68

fi4

60

156

&2

48

44

40

ai

a2

24

20

12

4

118

GRAFICO 16 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDTtTICA (EX,) - COM ELIMINAÇAO DAS DOENÇAS ISQUtMICAS DO CORA çAo COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDA7 DES. DOS RESIDENTES NO MUNICtPIO DE sAo PA~ EM 1970 (sexo feminino),

o+n~r--T--r--~---r-~---r--~--r-~--r-~~r--r--~--r--T-012346 10 I~ 20 25 30 3~ 40 ~ &0 llll 60 6~ 70 7~ 80 ~

---- EX ANOS

-:- - - EX.

119

As probabilidades lIquidas de morte (TA­

BELA 30) apresentam-se com reduções maiores para o

sexo masculino, exceto no último grupo etário,quan

do há maior redução no sexo feminino. Relativamen

te, entretanto, este grupo de causas é mais impor­

tante para as mulheres, onde a exclusão das doen­

ças cerebrovasculares acarretaria um decréscimo~

centualmente maior para as mulheres.

As probabilidades de sobrevi ver, sem as do

enças cerebrovasculares (TABELA 31), mostram que h!!,

veria um aumento de 46,67% na probabilidade de al­

cançar os 85 anos para os homens e 37,5% para as

mulheres.

A probabilidade de um indivIduo de 15 a­

nos chegar aos 65 anos, caso as doenças cerebrova~

culares não fossem causa de óbito, seria de 65%,

(em vez de 61,87%) para os homens e 80,03% (em vez

de 77,29%) para as mulheres.

OS GRAF I cos 17 e 18 mostram a diferente

atuação das probabilidades de sobreviver, respecti

vamente para os sexos masculino e feminino, com o

decorrer da idade.

120

ORTE REAL (QX) E LTQut:lD~ (QX.) - ELlMHIIINDO AS r"D" ELA 30 - COMPARAÇl'íO ENTRE AS PROBAIlILIDADES DE M . MORTE _ SEGlmOO SEXO E IDADE" !:/lOS RE-~ DOENÇAS CEREBROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE

SIDENTES NO MUNIClplO DE SAO PAULO EM 1970.

-S C U L I N O F E " I N 1 N O

~ " A

I IIQX QX.II QX - QX. I' QX - QX. QX QX. - QX QX QX. \QX - QX. I llX

nAOE (%) (~,

O 0.09157 0,09150 0,00007 0,08 0,07530 0,07521 0,00009 0.12

1 0.00559 0,00559 - - 0,00575 0,00574 0,00001 0,17

2 0.00281 0,00279 0,00002 0,71 0,00332 0,00331 0,00001 0,310

3 0,00175 0,00175 - - 0,00146 0,00146 - -.. 0,00115 0,00111 0,00004 3.48 0,00108 0,00105 .0,00003 2,78

S - g 0,00382 0,00376 0.00006 1,57 0.00278 0,00275 0,00003 1,01

10 - 14 0,00368 0,00363 0,00005 1,36 0,00248 0,00240 0,00008 3,2];

IS - 1 g 0.00692 0,00685 0,00007 1, O 1 0,00345 0,00337 0,00008 2,32:

20 - 24 0,01001 0,00978 0,00023 2,30 0,00479 0,00"69 0,00010 2,"

2S - zg 0,01371 0,01333 0,00038 2,77 0,00659 0,00615 0,000"" 6,1-8 .

J8 - 34 0,01871 0,01799 0,00072 3,85 0.00906 0,00865 0,00041 ".5J

n-" 0,02"66 0,02312 0,0015" 6,2" O, O 1192 O ,O 11 07 0,00085 7 .. 13

40 - "" 0,033"0 0,03112 0,00228 6,83 0,01755 0,01580 0.00175 9.'7

's - "9 0,04648 0,04252 0,00396 8,52 0,02532 0,0,2266 0,00266 II.S1

58 - 54 0,06873 0,06236 0,00637 9.27 0,0371" 0,03107 0,00607 16,3"

55 - 59 0,09462 0,08400 0,01062 11,22 0,05"37 O,OH97 0,008"0 15,"5

60 - 64 O,1It217 0,12366 0,01851 13,02 0,08111 0,06871 0,012"0 15,29

65 - 69 0,20226 0,17520 0,02706 13,38 0,13055 0,10821 0,02234 17,11

70 - 7It 0,29682 0,25404 0,0"278 1",'" 0,20186 0,16233 0,03950 19,57

7S - 7') O, "0937 0,3"072 0,06865 16,77 0,30822 0,24858 0,05964 19,H

'0 - 84 o, "8779 0,4'607 0,07172 1",70 0,42238 0,34"32 O, 07806 18,"8

as. t 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -

121

TABELA 31 • COMPARAÇI\o ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E 11IPOHTICA (pox.) - UI­MINANDO AS DOENÇAS CEREBROVASCULJ\RES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E i!1~A DE, DOS RESIDENTES NO MUNICTplO DE SAO PAULO EM 1970.

~ li A S C U L I N O F E li I N I N O

I 1 II Pox - Pox. I I fOX - Pox. Pox Pox. IPox - Pox. I Pox Pox Pox. Ipox-Pox.1 Pox IDADE (%) (%)

O 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -1 0,90844 0,90850 0,00006 O, O 1 O,92lt70 O,92lt79 0,00009 0,01

2 0,90336 0,90342 0,00006 0,01 0,91938 0,91949 0,00011 0,01

3 0,90082 0,90090 0,00008 0,01 0,91632 O,916lt5 0,00013 0,01

4 0,89925 0,89932 0,00007 0,01 0,91498 0,91511 0,00013 0,01

5 . 9 0,89821 0,89833 0,00012 0.01 0,91399 0,91415 0,00016 0,02

10 • IIt O,89lt78 0,89495 0,00017 0,02 0,91145 0,91163 0,00018 0,02

15 . 19 0,89148 0,89170 0,00022 0,02 0,90919 0,90945 0,00026 0,03

20 . 24 0,88532 0,88560 0,00028 0,03 0,90606 0,90639 0,00033 0,0"

25 . 29 0,87645 0,87694 0,00049 0,06 0,90172 0,90214 0,00042 0,05

)0 . 34 O,8641t4 0.86525 0.00081 0.09 0.89578 0,89659 0.00081 0,09

35 . 39 0,84827 0.84969 0.00142 0.17 0.88766 0.88883 0.00117 0,13

40 . H 0.82735 0,83004 0,00269 0.33 0,87708 0.87900 0,00192 0.22

45 . 49 0,79971 0.80421 0.00450 0,56 0.86169 0.8-6510 0,00341 0,40

50 . 54 0.76254 0,77001 0,00747 0.98 0.83987 O,81t550 0,00563 0,67

55 . 59 0.71013 0,72200 0.01187 1,67 0.80867 0.81923 0,01056 1.31

60 . 64 0,64294 0.66135 0.01841 2.86 0,76471 0.78157 0,01686 2,20

6S . 69 0.55153 0.57957 0,02804 5,08 0,70268 0.72787 0,02519 3.58

70 . 71t 0,43998 0,47803 0,03605 8,65 0.61094 0,64911 0,03817 6.25

75 . 79 0,30939 0.35659 0.04]20 15.26 0.48762 0,54374 0.05612 11,51

80 . 84 0,18273 0.23510 0.05237 28,66 0,33732 0,40858 0,07126 21,13

85 e + 0,09360 0,13728 0,04368 46,67 0,19484 0,26790 0,07306 37,50

Pox

LOO

0." 0.12

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.48

0.4 ..

0,10

0.:1$

OAl

o .....

0.40

OH

; o ...

OJ2

'0.0.

, 0.04

122

GRAFICa 17 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­T~TICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CERE BROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE GUNDO IDADES. DOS RESIDENTES DO MUNIC!PIO [E sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino) .

---- Pox ,---Pox.'

ANOS

Pox

LOO

O.te

0.e2

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.18

0.14

0.60

0..51

0.52

OAl

0.44

0.40

OoM

032

0.21

024

0.20

O.IS

0.12

0.0.

0D4

123

GRAFICO 18 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Poxl E HIPo­TtTICA (Pox.l - COM ELIMINAÇAO DAS DOENÇAS CERE BRoVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE GUNoO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNICIpIo DE sAo PAULO EM 1970 (sexo femininol.

---- Pox ANOS -:-- - - Pox.

124

As esperanças de vida, com ~ão des­

se grupo de causas de morte (ANEXOS 17 e 18) seriam

de 61,82 anos e 69,50 anos para os homens e mulhe

res, respectivamente. A TABELA 32 mostra os ganhos

em potencial que existiriam com a exclusão desse gru

po de causas; ganhos maiores existiriam na espe­

rança de vida feminina, em todas as idades, sendo

mais acentuados entre vinte e quarenta anos (GRAF!

COS 19 e 20). Os acréscimos às esperanças de vida

ao nascer seriam de 1,70 anos (2,83% a mais) para

os homens e 2,29 anos (3,41% a mais) para as mu-

lheres.

Demonstrando o caráter desta doença como

importante causa de morte nas idades avançadas, ha

veria ganho de 1,49 anos e 1,68 anos, respectiva-

mente nossexc:smasculino e feminino*. As diferen-

ças relativas são similares entre os sexos, até a

idadà de setenta e cinco anos, mas a partir daí, é

no sexo feminino que existe maior participação das

* As ésperanças de vida aos 85 anos, com a eliminação das ou tras causas mostram ganhos bem menores: com exc 1 usão do grü po das doenças infecciosas e parasitárias, os ganhos seri~ am de 0,10 anos e 0,07 anos; com exclusão dos tumores ma­lignos, os acréscimos seriam de 0,67 anos e 0,40 anos. Se-gu~do o mesmo padrão de importante causa, nestas idades, a exclusão das isquêmicas do coração representaria ganhos de 2,65 anos e 2,40 anos para os homens e mulheres, respecti­vamente.

125

TABELA 32 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO AS DOENÇAS CERE­BROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE­GUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970.

! M A S C U L I N O F E M I N I N O

EX,;,EX. EX-EX. EX EX. ~X-EX .1 EX EX EX. lEX-EX ., EX

IDAD (%) (%)

O 60,12 61,82 1,70 2,83 67,21 69,50 2,29 3,41

1 65,17 67,04 1,87 2,87 71,67 74,14 2,47 3,45

2 64,53 66,41 1,88 2,91 71,08 73,56 2,48 3,49

3 63,]1 65,59 1,88 2,95 70,32 ]2,81 2,49 3,54

4 62,82 64,71 1,89 3,01 69,42 71,91 2,49 3,59

5 - 9 61,89 63,78 1,89 3,05 68,49 70,99 2,50 3,65

10 - 14 57,12 59,01 1,89 3,31 63,68 66,18 2,50 3,93

15 - 19 52,32 54,22 1,90 3,63 58,83 61,33 2,50 4,25

20 - 24 47,67 49,57 1,90 3,99 54,02 56,53 2,51 4,65

25 - 29 43,13 45,04 1,91 4,43 49,27 51,78 2,51 5,09

30 - 34 38,69 40,61 1,92 4,96 44,58 47,09 2,51 5,63

35 - 39 34,38 36,31 1,93 5,61 39,97 42,48 2,51 6,28

40 - 44 30,19 32, 11 1,92 6,36 35,42 37,92 2,50 7,06

45 - 49 26,15 28,06 1 ,91 7,30 31, O 1 33,49 2,48 8,00

50 - 54 22,30 24,20 1,90 8,52 26,75 29,21 2,46 9,20

55 - 59 18,76 20,64 1,88 10,02 22,68 25,07 2,39 10,54

60 - 64 15,46 17,30 1,84 11,90 18,84 21,15 2,31 12,26

65 - 69 12,61 14,39 1,78 14, 12 15,29 17,53 2,24 14,65

70 - 74 10, 17 11,92 1 ,75 17,21 12,21 14,36 2,15 17,61

75 - 79 8,40 10,13 1,73 20,60 9,66 11,65 1,99 20,60

80 - 84 7,50 9,07 1,57 20,93 7,85 9,68 1,83 23,31

85 e + 7,26 8,75 1,49 20,52 6,77 8,45 1,68 24,82

126

EX . GRAFICO 19 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPoTtTICA (EX.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CEREBRoVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNICípIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino) •

100

96

92

88

84

80

76

72

68

4

O+n~~~---r---~--r-~--~---~--~--r-~---~---~--~~~-T--~-I 012340 10 I~ 20 2:5 30 3.5 40 ~ ~O :5:5 60 6:5 70 ~ 80 8.5

---- EX ANOS

-:- - - EX.

127

EX GRAFICO 20 • ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTETICA (EX.) - COM ELIMINAÇAo DAS DOENÇAS CEREBROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNIC!PIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino) .

100

12

88

84

80

76

4

o+nTn~-r--~--r--'---r--'---r--'---r--'-~r-~--~--~~~~-1 0123~ 10 t~ 20 2~ 30 3~ 40 45 ~O ~~ 60 6~ 70 7!5 80 8:l

---EX ANOS --- EX.

128

causas cerebrovasculares, pois haveria um acrésci­

mo de 25% à esperança de vida feminina. Realmente,

as doenças cerebrovasculares constituem um dos fa­

tores de maior importância na mortalidade tardia fe

minina.

g indiscutível que o cálculo das tábuas

de sobrevivência com eliminação total do grupo de

doenças cardiovasculares como causa de morte é, a­

té certo ponto, um exercício teórico e hipotético,

pois esta eliminação completa é praticamente impos

sível, até o presente momento, mesmo diante do a­

vanço científico existente quer na medicina, quer

na epidemiologia. Entretanto, os ganhos de 9,14 ~

nos e 11,44 anos, na esperança de vida ao nasoer mas

culina e feminina" dos residentes no município de

são Paulo em 1970, tem um caráter didático no sen­

tido de que mostram a importância desse grupo de

doenças como causa de morte. Não há dúvida que, em

sociedades de maior poder aquisitivo, a doença is­

quêmica do coração é a causa mais importante, tan­

to de morte como de incapacidade física prematura

entre os homens, acarretando uma diminuição de sua

contribuição para a sociedade, no momento em que e

la é mais valiosa. Este fato é confirmado pelas e~

tatísticas de países tecnologicamente mais avança-

129

dos que, em 1967, tiveram 39% das mortes em h~,

entre 25 e 64 anos, causadas por doenças cardiovas

culares, das quais, 75% eram doenças isquêmicas do

coraçao. Fato importante é estar aumentando a in­

cidência desse grupo de doenças nas faixas etárias

jovens, quando analisadas numa seq'liência tempora1 ll .

Embora se reconheça a impossibilidadedes

tas causas serem evitadas totalmente, é importante

pensar em postergá-las, fazendo com que nao ocor­

ram em idades jovens, mas sim, somente em idadesbem

avançadas.

Estudos epidemiológicos já permitem de­

tectar alguns fatores de risco das doenças cardio­

vasculares, principalmente das doenças isquêmicas

do coração e cerebrovasculares. Se houvesse pre­

venção atuante sobre estes fatores poder-se-ia pr~

teger o indivíduo suscetível. A prevenção primá­

ria, no seu segundo nível, de acordo com LEAVELL &

CLARCK40, sendo a proteção específica, prender-se­

ia à eliminação de fatores de risco conhecidos; as

sim, o hábito de fumar, a obesidade, o consumo de

determinados tipos de gordura, a vida sedentária e

o "stress" seriam alguns desses fatores 73 • Essas a

titudes, é sabido, seriam difíceis de serem aplic~

130

das a nível populacional, restando a possibilidade

de prevenção a nível individua1 36 •

Neste sentido, entretanto, devem ser lem

brados dois fatos imp6rtantes que atuam antagonic~

mente ao processo de serem evitados esses fatores

de risco: um, de aspecto social, é o problema da

crescente urbanização existente nas áreas em que

essas doenças têm maior incidência (a urbanização

exacerba a presença de fatores de risco como o

"stress", a vida sedentária e grande consumo de fu

mo); outro, é o da relutância do ser humano em a-

ceitar a disciplina exigida para evitar os fatores

de risco, em função dos conhecimentos epidemiológi

cos e clínicos já disponíveis, pois é somente de-

pois de uma experiência sofrida que as lições

apreendidas e a ação é executada 4S , 48

-sao

Outro nível de prevençao, o secundário,

seria o diagnóstico e tratamento precoces, isto é,

dadd que a doença existe, a atuação seria no senti

do de prolongar a sobrevivência. Esta atitude ain

da seria irreal em nível populacional, dada a atu­

al situação do município de são Paulo, onde exis­

tem outras prioridades no campo da saúde. Entretan

to, a nível individual, através da atuação de as-

131

sistência médica eficiente e eficaz, é possível a­

creditar na sua existência, postergando o momento

da morte.

Dado o alto ri sco de morte apresentado pe

lo adulto jovem, conclui-se que a doença cardiovas

cular, realmente, está atuando precocemente e, pOE

tanto, há necessidade de medidas que levem ao a u­

mento da sobrevivência desses indivíduos, através

de diagnóstico e tratamento precoces, enquanto não

houver possibilidade de efetiva prevenção aos fato

res de risco.

4.3.4. ELIMINANDO O GRUPO DOS IIACIDENTES, EN­

VENENAMENTOS E V I OLENC I AS II

A mortalidade por este grupo de causas

merece atenção, dado que vem contribuindo, cadavez

mais, para a mortalidade em todas as idades, dest~

cando-se porém a faixa etária de maior produtivid~

de, ou seja, a população economicamente ativa 70 •

De fato, os acidentes de uma maneira ge

ral, em são Paulo, destacam-se como causa de morte

e dentre esses, os acidentes de veículos a motor.

132

SAN MART I N6 3 ressalta a importância deste tÕpioo es

pecífico não só como causa de morte mas, ~, co

mo gerador de incapacidade física precoce, devido

às seqüelas remanescentes. Em maio de 1955, a 8a.

Assembléia Mundial de Saúde considerou a luta con­

tra os acidentes um problema de Saúde Pública 10 •

Em 1970, no município de são Paulo, este

grupo de causas esteve presente em 12,55% dos óbi­

tos masculinos (segunda principal causa de morte)

e em 4,62% dos óbitos femininos. Compreendeu um

risco específico de morte de 11,19 por dez mil ho­

mens e 2,98 por dez mil mulheres; portanto, umris

co masculino 3,5 vezes maior que o feminino.

Ao se comparar as probabilidades de mo,!:

te real e hipotética - na ausência das causas vio­

lentas - segundo sexo e idade (TABELA 33), confir­

ma-se o grande impacto desse grupo de causas namor

ta1idade masculina. Neste sexo, a probabilidade de

morrer na idade de um ano estaria reduzida em 5%;

as diferenças relativas são crescentes e alcançam

seu àpice na faixa etária 15 a 24 anos completos,

quando haveria um decréscimo de 65% nesta probabi­

lidade de morrer; as reduções se mantêm elevadas

com o decorrer das idades.

133

TABELA 33 - COMPARACAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE MORTE REAL (I,X) E LfQUIDA CQX.) - ELIMINANDO OS ACIDENTES, ENVENENAMENTOS E V1ÚLCNCIAS COMO FATOR o: RISCO DE MO~TE - SEGUNDO SEXO ( ! DADE, DOS RESIDENTES NO MUNICTPIO DE SAO PAULO EM 1970.

~ '" A S C U

QX Q)(. IDADE

O 0,09157 O,0910Z

1 0,00559 0,.00531

2 0,00281 0,00249

3 0,00175 0,00145

~ 0,00115 0,00083

5 - 9 0,00382 0,00231

10 - 14 0,00368 0,00188

I , 15 - 19 0,00692' 0,00241

20 - 24 0,01001 0,00352

25 - 29 0,01371 0,00607

30 • 34 0,01871 0,01110

35 . 39 0,02466 0,01698

~O . 44 0,03340 0,02548

~5 • ~9 0,0"648 O,0389Z

50 • 54 0,06873 0,06071

55 - 59 0,09"62 0,08696

60 . 64 0,1"217 0,13327

65 . 69 0,20226 0,19547

70 • 74 0,29682 0,28685

75 • 79 0,40937 0,39899

80 - 8~ 0,48779 0,47988

85 e + 1,00000 1,00000

L 1 N O

IQX - l QX - QX.

QX·I QX I QX (:t)

0,00055 0,60 0,07530

O,OOOZ8 5, 01 0,00575

0,00032 11,39 0,003)2

0,00030 17.14 0,0·0146

0,00032 27,8) 0,00108

0,00151 39,53 0,00278

0,00180 48,91 O ,OOH8

0,00451 65, '7 0,00345

0,00649 61t,84 0,00"79

0,00764 55,73 0,00659

0,00761 ~O,67 0,00906

0,00768 31,1" O ,O 1192

0,00792 H,71 0,01755

0,00756 16,27 0,02532

0,00802 11,67 0,03714

0,00766 8,10 0,05437

0,00890 6,26 0,08111

0,00679 3,36 0,13055

0,00997 3,36 0,20186

0,01038 2,54 0,30822

0,00791 1 ;62 0,42238

- - 1,00000

8IBLIOTECA FACULDADE DE SAli~c: PÚBLICA UNIVERSIDADE DE SAo PAULO

s P - 8

F E H 1 N I N O

IQX - QX./ Ç,X - QX.

QX. QX (%)

O,07~93 0,00037 0,49

0,00553 0,00022 3,83

0,00307 0,00025 7.53

0,00131 0,00015 10,27

0,00087 0,00021 19,44

0,00227 0,00051 18,35

0,00174 0,00074 Z9,81t

0,00206 0,00139 40,Z9

0,00320 0,00159 33 ,19

0,00507 0,00152 23,07

0,00783 0,00123 13,58

0,01063 0,00129 10,82

0,01591 0,0016" 9,3"

0,0.2385 0,001"7 5,81

0,03530 0,0018" ",95

0,0523" 0,00203 3,73

0,078"3 0,00268 3,30

0,127"9 0,00306 2,3"

0,19795 ~,O0391 1,9"

0,30373 0,004"9 1,46

0,41727 0,00511 1,21

1,00000 - -

134

No sexo feminino, apesar das diferenças

absolutas entre as duas probabilidades (TABELA 33)

serem menores do que no sexo masculino, dado o me­

nor risco de morte entre as mulheres, as diferenças

relativas têm valores apreciáveis entre 4 e 44 ~s

completos. ~ no grupo etário 15 a 19 anos comple­

tos que estas causas são mais importantes, pois, na

sua ausência, haveria redução de 40% na probabili­

dade de morrer.

Em relação à probabilidade de sobreviver

do nascimento até a idade de 85 anos completos (T~

BELA 34) ter-se-ia 14,8% a mais de homens (10.747

em vez de 9.360) e 4,4% amais de mulheres (20.394

em vez de 19.484) caso as causas violentas não exis

tissem como causa de óbito. Nestas condições,apxo

babi1idade de sobreviver dos 15 aos 65 anos passa­

ria de 61,87% para 66,87% no sexo masculino e de

77,29% para 78,63% no sexo feminino. Confirma-se

pois a atuação dessa causa de morte roubando indi­

viduos da faixa economicamente ativa, acarretando

sérios problemas sociais e econômicos. OS GRAFICOS

21 e 22 mostram esses aspectos, em ambos os sexos.

As tábuas de múltiplo decremento, consi­

derando a exclusão deste grupo especifico de causas

13S

MBELA 34 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPOTrTICA (Pox.l - ELI­MINANDO OS ACIDENTES, ENVENENAMENTOS E VIOLrNCIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUN DO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNIClplO DE SAO PAULO EM 1970.

~ M A S C U L I N O F E H I N I N O

I IIPcx Pcx - Pcx. Pcx - Pcx.

reADE Pox Pox. - Pcx·1 Pcx Pcx Pcx. IPox - pox.1 Pex (:t) ( t)

O 1,00000 1.00000 - - 1,00000 1,00000 - -

1 O,90841t 0,90898 0,00054 0,06 0,92470 0,92507 0,00037 0,04

2 0,90336 0.90415 0,00079 0.09 0.91938 0,91996 0,00058 0,06

3 0,90082 0.90191 0,00109 0,12 0,91632 0,91713 0,00081 0,09

4 0,89925 0,90060 0.00135 0,15 0,91498 0,91593 0,00095 0,10

5 - 9 0,89821 0.89985 0,00164 0,18 0,91399 0,91513 0,00114 0,12

la - 14 0,89478 0.89777 0.00299 0.33 0.91145 0,91306 0,00161 0.18

15 - 19 0.89148 0.89608 0.00460 0.52 0.90919 0.91147 0.00228 0.25

20 - 211 0.88532 0.89393 0.00861 0.97 0.90606 0.90960 0.00354 0.39

25 - 29 0.87645 0.89078 0.01433 1.64 0,90172 0.90669 0.00497 0,55

)0 - 34 0.8644,. 0.88538 0.02094 2.42 0.89578 0.90209 0.00631 0.70

JS - 39 0.84827 0.87555 0.02728 3.22 0.88766 0.89503 0.00737 0.83

/to - 44 0,82735 0,86069 0,03334 ".03 0.87708 0.88551 0.00843 0.96

"5 - "9 0.79971 0.83876 0.03905 ".88 0,86169 0.871"2 0.00973 1.13

50 - 54 0,7625" 0,80611 0,04357 5.71 0.83987 0,8506" 0.01077 1,28

55 - 59 0,71013 0.75717 0,0470" 6,62 0,80867 0.82061 0,0119" 1,,.8

60 - ,,. 0.6"29" 0,69133 0.04839 7,53 0.76471 0,77766 0,01295 1,69

65 - 69 0,55153 0.59920 0,04767 8,64 0.70268 0.71666 0,01398 1,99

-

70 - 74 0.43998 0.48208 0.04210 9,57 0.61094 0.62530 0,01436 2,35

75 - 79 0.30939 0.34379 0.0341to 11 , 12 0,48762 0.50152 0.01390 2,85

80 - 8,. 0,18273 0,20662 0,02389 13,07 0,33732 0,34919 0,01187 3,52

85 • + 0,09360 0,10747 0,01387 14,82 0.19 48,. 0.20349 0,00865 ",""

Pox

LOO

0.96

0,92

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0,64

0.60

0,52

0148

0,44

0,40

0.36

0.32

0,28

0.24

0.20

0.16

OJ2

0,08

0D4

136

GRAFICO 21 - PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­T~TICA (Pox.) - COM ELIMINAÇAO DOS ACIDENTE~ EN VENENAMENTOS E VIOL~NCIAS COMO FATOR DE RISCODE MORTE - SEGUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MUNI­CIPIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino) .

000 i i i i , ,-

0123~ 10 I~ 20 2~ 30 35 40 4~ ~O '5 60 65 70 ~ 80 815

---- POX ANOS -:- - - POX.

Pox

1.00

0.96

0.92

0.88

0.84

0.80

0.76

0.72

0.68

0.64

0.60

O~

0.52

0148

0.44

0.40

0.32

0.28

0.24

020

0.16

0.12

0.08

0D4

137

GRAFICO 22 - PROBABILIOADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HIPO­TEnCA (Pox.J - COM ELIMINAÇAo DOS ACIDENTES. EN VENENAMENTOS E VIOLENCIAS COMO FATOR~ RISCO OE MORTE - SEGUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNI­CIPIO DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino).

---- Pox ..,... - - Pox.

ANOS

138

(ANEXOS 19 e 20), dão as estimativas das esperan-

ças de vida. O ganho, ao nascer, seria de 2,36 a­

nos e 0,77 anos, respectivamente para os sexos ma~

culino e feminino (TABELA 35). As diferenças rel~

tivas, em termos de anos ganhos, apontam na idade

de 15 a 24 anos, em homens, o impacto dessas causas

(GRAFICOS 23 e 24).

Cabe, neste instante, levar em considera

çao a complexidade de causas aglomeradas neste gr~

po analisado - acidentes, envenenamento e violên-

c j as. A TAB E LA 36 mostra a representação percen­

tual dos óbitos segundo quatro sub-grupos, a saber:

BE 47 - Acidentes de veículos a motor

BE 48 - lias demais acidentes"

BE 49 - Suicídios e lesões auto infligidas

BE 50 - As demais causas externas: homi-

cídios e I e sõe s em que se ignora

se foram acidental ou intencio-

nalmente infligidas.

A atuação de cada um desses sub-grupos é

distinta segundo sexo e idade.

139

TABELA 35 - COMPARAÇÃO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOTtTICA (EX.) - ELIMINANDO OS ACIDENTES, EN VENENAMENTOS E VIOLENCIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNICrPIO DE SÃO PAULO EM 1970.

~ MAS C U L I N O F E M I N I N O

~X - EX.I EX-EX.

!Ex - Ex.1 EX-EX.

DADE EX EX. EX (%)

EX EX. EX(~

° 60,12 62,48 2,36 3,93 67,21 67,98 0,77 1 , 15

1 65,17 67,72 2,55 3,91 71,67 72 ,47 0,80 1, 12

2 64,53 67,08 2,55 3,95 71,08 71,88 0,80 1, 13

3 63,71 66,25 2,54 3,99 70,32 71,10 0,78 1 , 11

4 62,82 65,34 2,52 4,01 69,42 70,19 0,77 1 , 11

5 - 9 61,89 64,40 2,51 4,06 68,49 69,25 0,76 1 , 11

10 - 14 57,12 59,54 2,42 4,24 63,68 64,40 0,72 1, 13

15 - 19 52,32 54,65 2,33 4,45 58,83 59,51 0,68 1, 16

20 - 24 47,67 49,77 2,10 4,41 54,02 54,63 0,61 1 ,13

25 - 29 43,13 44,94 1,81 4,20 49,27 49,79 0,52 1,06

30 - 34 38,69 40,20 1,51 3,90 44,58 45,03 0,45 1,01

35 - 39 34,38 35,62 1 ,24 3,61 39,97 40,37 0,40 1,00

40 - 44 30,19 31,20 1 , ° 1 3,35 35,42 35,78 0,36 1,02

45 - 49 26,15 26,95 0,80 3,06 31 , 01 31,32 0,31 1,00

50 - 54 22,30 22,94 0,64 2,87 26,75 27,02 0,27 1 , ° 1

55 - 59 18,76 19,26 0,50 2,67 22,68 22,92 0,24 1 ,06

60 - 64 15,46 15,85 0,39 2,52 18,84 19,04 0,20 1,06

65 - 69 12,61 12,90 0,29 2,30 15,29 15,45 0, 16 1,05

70 - 74 ~\J. 17 10,43 0,26 2,56 12,21 12,34 O. 13 1, Ô6

75 - 79 8,40 8,62 0,22 2,62 9,66 9,77 {j 1 li 1,14

80 - 84 7,50 7,69 0,19 2,53 7,8; 1,95 0,10 1 ,27

85 e + 7,26 7,48 0,22 3,03 6,77 6,85 0,08 1 , 18

EX

100

96-

92-

84

80

76

72

68

64

60

06

02

48

40

56

52

28

24

20

16

12 -

8

4

~

140

GRAFICO 23 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPoT~TICA (EX.) - COM ELIMINAÇAo DOS ACIDENTES, ENVENENAMENTOS E VIoLtNCIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE­GUNDO IDADES, DOS RESIDENTES NO MUNICIpID DE sAo PAULO EM 1970 (sexo masculino).

---- EX ~-- EX.

ANOS

EX

100

96

92

88

84

80

76

72

68

64

60

06

48

44

40

32

28

24

20

16

12

8

4

141

GRAFICO 24 - ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPDT~TICA (EX.) - COM ELIMINAÇAO DOS ACIDENTES. ENVENENAMENTOS E VIOLENCIAS COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SE­GUNDO IDADES. DOS RESIDENTES NO MUNIC!PID DE sAo PAULO EM 1970 (sexo feminino).

EX - --.- - EX.

ANOS

142

TABELA 36 - COMPOSIÇAO PERCENTUAL DOS OBITOS DE SUB-GRUPOS ESPEC!FICOS, DENTRE OS OBITOS POR CAUSAS VIOLEN TAS, SEGUNDO SEXO E IDADE NO MUNIC!PIO DE SArr PAULO, 1970*.

~ MAS C U L I N O F E M I N I N O

IDADE BE47 BE48 BE49 BEi O BE4? BE48 BE49 BEiO (%) (% ) (%) ( ) (% (%) (%) ( )

O 14,63 58,54 - 26,83 18,52 48,15 - 33,33 1 29,41 70,59 - - 7,69 92,31 - -2 28,57 57,14 - 14,29 18,75 75,00 - 6,25

3 55,00 40,00 - 5,00 30,00 70,00 - -4 54,55 31,82 - 13,64 57,14 35,74 - 7,14

5 - 9 57,43 37,62 - 4,95 70,59 26,47 - 2,94

10 - 14 42,73 47,27 1,82 8,18 45,65 34,78 10,87 8,70

15 - 19 28,40 47,20 3,60 20,80 50,00 18,60 19,77 11,63

20 - 24 34,10 25,38 11,28 29,23 37,76 14,29 24,49 23,47

25 - 29 31 ,31 23,74 12,37 32,58 36,71 11 ,39 25,32 26,58

30 - 34 39,37 23,85 12,36 24,43 38,60 19,30 17,54 24,56

35 - 39 44,09 28,43 5,43 22,04 41 ,51 18,87 16,98 22,64

40 - 44 41,61 25,84 13,09 19,46 46,77 24,19 6,45 22,58 ,

45 - 49 49,77 20,55 14, 16 15,53 53,49 23,26 11,63 11,63

50 - 54 48,07 18,78 14,92 18,23 54,55 34,09 6,82 4,55

55 - 59 45,39 20,57 14,89 19, 15 60,00 15,00 7,50 17,50

60 - 64 58,33 18, 18 10,61 12,88 60,47 23,26 6,98 9,30

65 - 69 52,70 20,27 14,86 12, 16 66,67 10,26 7,69 10,26

70 - 74 53,95 18,42 13, 16 14,47 67,65 17,65 2,94 11,76

75 - 79 55,56 33,33 4,44 6,67 33,33 54,17 8,33 4,17

80 - 84 55,80 25,00 15,00 5,00 26,32 52,63 21,05 -85 e + 47,37 36,84 5,26 10,53 - 100,00 - -

TOTAL .. 41,25 27,86 10,02 20,87 45,52 26,57 12,22 15,69

*Segundo a Classificação Internacional de Doenças55 .

143

4.3.4.1. Acidentes de Veiculos a Motor

Os óbi tos ocorridos por e s te

sub-grupo específico compreendem a maior proporçao

das mortes por causas violentas, com uma represe~

tação de 42% desses óbitos. No sexo mascu~, essa

maior participação acontece em todas as idades, ex

ceto nos menores de dois anos e na faixa etária de

10 a 19 anos completos; no sexo feminino, apenas

em menores de cinco anos isto não acontece (TABE­

LA 36).

t! importante frisar que o risco de mor­

rer, por acidentes de veículos a motor, dos resi­

dentes no município de são Paulo, aumentou signifi­

cantemente na última década, atingindo em 1970 va­

lor que representa o dobro do verificado em 1960.

A par da mortalidade, essas causas também represeg

tam alta morbidade, pois, enquanto em 1970, no m~

nicípio de são Paulo, houve 1740 óbitos por aciden­

tes de veículos a motor, o número de vítimas foi i

gual a 21.235, representando um risco de 358 víti­

mas para 100.000 habitantes 34 •

Ao se analisar a probabilidade de morte

144

masculina, caso os acidentes de veículo a motor nao

fossem causa de morte (TABELA 37), denota-se dife­

rença absoluta crescente com o decorrer das idades.

Pesos relativos maiores aparecem aos 3 anos, quan­

do haveria uma redução de 9,71% na probabilidader~

al de morte e chegando ao máximo de 22,77% de de­

créscimo na faixa etária 5 a 9 anos completos. Os

valores relativos são altos até 49 anos quando, em

seguida, outras causas de morte passam a desempe­

nhar papel mais proeminente. No sexo feminino, as

diferenças absolutas são menores e o mais afetado

grupo etário é o de 15 a 19 anos, no qual haveria

uma diminuição de 20% na probabilidade de morte.

A probabilidade de chegar vivo aos 85 a­

nos, caso os acidentes de veículos a motor não fos

sem causa de óbito, seria 6,8% maior para os h~

e 2% maior para as mulheres (TABELA 38). Dos indi

víduos masculinos que chegassem aos 15 anos, 64% so

breviveriam aos 65 anos e não somente 61,87%. No

sexo feminino, 78% sobreviveriam, em vez de 77,29%.

As esperanças de vida ao nascer, calcul~

das nas tábuas de múltiplo decremento (ANEXOS 21 e

22), mostram ganhos de 0,95 anos e 0,35 anos, res­

pectivamente para os homens e mulheres (TABELA 39).

145

TABELA 37 - COMPARAÇAO ENTRE AS PROBABILIDADES DE MORTE REAL eQX) E HIPOTE:TICA (QX.) - ELIMINANDO OS ACIDENTES DE VETCULO A MOTOR COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SEXO E IDADE. DOS RESIDENTES NO MUNICTPIO DE SAO PAULO EM 1970.

~ 11 A S C U L I N O F E 11 I N I N O

I IQX - QX. I QX - QX.

IIQX - I Qr - QX.

QX QX. QX QX QX. Qx·1 QX IDADE m (U

O 0,09157 0,091"9 0,00008 0,09 0,07530 0,07523 0,00007 0,09

1 0,00559 0,00551 O,OOOOB 1,"3 0,00575 0,00574 0,00001 Q ,17

2 O,002Bl 0,00272 0,00009 3,20 0,00332 0,00328 - 0,00004 t ,2 O

3 0,00175 0,00158 0,00017 9,71 0,001"6 0,001"2 0,0000" 2.74

4 0,00115 0,00098 0,00017 ''',78 0,00108 0,00096 0,00012 11 ,lI

S - 9 0,00382 0,00295 0,00087 22,77 0,00278 0,00242 0,00036 12,95

10 • 14 0,00368 0,00291 0,00077 20,92 0,002"8 0,00213 0,00035 ''', t 1

15 - 19 0,00692 0,00564 0,00128 18,50 0,003"5 0,00275 0,00070 20,29

20 - 24 0,01001 0,00780 0,00221 22,08 0,00"79 0,00"'9 0,00060 12 ,5'

2S - 29 0,01)71 O, O 1132 O,on'3!! 17,"3 o,OO/j~~ 0,00603 O,OOOH 8,50

30 - 34 0,01871 0,01572 0,00299 15,98 0,00906 0,00859 0,000"7 5,19

3S - 39 0,02,.66 0,02128 0,00338 13,71 0,01192 O ,O 1139 0,00053 1t,"5

40 - 44 O,03HO 0,03011 0,00329 9,85 0,01755 0,01679 0,00076 ",33

4S - 49 0,0"'''8 0,0,.273 0,00375 8,07 0,02532 O,02ltS" 0,001178 3,08

SO - 54 0,06873 0,06"88 0,00385 5,60 0,0371" 0,036'" 0,00100 2,69

S5 . 59 0,09"62 0,09 115 0,003117 3,67 0,05"37 0,05315 0,00122 2,211

60 -64 0,1"217 0,13699 0,00518 3,6" 0,08111 0,079"9 0,00162 2,00

65 • 69 0,20226 0,19869 0,00357 1,77 0,13055 0,128"0 0,00215 1,65

-70 • 74 .0,29682 0,291"6 0,00536 1,81 0,20186 0,19922 0,0026" 1,31

75 • 79 0,"0937 0,40362 0,00575 1,40 0,30822 0,30673 0,0011.9 0,"8

80 • 84 O, "8779 0,"83"6 0,00"33 0,89 0,"2238 O,/tZIO" 0,0013" 0,32

85 e + 1,00000 1,00000 - - 1.,00000 1,00000 - -

limA 38 - COMPARAÇJlO ENTRE AS PROBABILIDADES DE SOBREVIVER REAL (Pox) E HII'OlrHCA (pox.) - ELI­MINANDO OS ACIDENTES DE VEIcULO A MOIOR CUNO FATOR D[ RISCO DE MORT[ - SEGUNDO SEXO f IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNIClplO DE S~O PAULO EM 19/0. .

~ M A S C U L I N o f E li 1 N 1 N o

Pox-Pox.

I 11,0, . '·'·1 Pox - Pox.

Pox Pox. JPox - Pox .1 Pox Pox Pox. Pox IDADE (%) (t)

o 1,00000 1,00000 - - 1,00000 1,00000 - -

I O,908~~ 0,90852 0,00008 O, 01 0,92470 0,92477 O,OUlOl 0,01

2 0,90336 0,90351 0,00015 0,02 0,91938 0,91946 0,00008 0,01

l 0,90082 0,90106 0,00024 O, o 3 0,91632 0,91645 0,00013 0,01

q 0,89925 0,89963 0,00038 0,04 0,91498 0,91515 0,00017 0,02

5 • 9 0,89821 0,89875 0,0005~ 0,06 0,91399 0,91427 0,0002.8 0,04

10 • ,4 0,89~78 0,89609 0,00131 0,15 0,91145 0,91206 0,00061 0,07 ,

15 • 19 0,891~8 0,893~9 0,00201 0,23 0,90919 0,91012 0,00093 0,10

10 • 21; 0,88532 0,88845 0,00313 0,36 0,90606 0,90761 0,00155 0,17

15 • 29 0,87645 0,88152 0.00507 0,58 0,90 172 Q,90381 0,01.!2C!9 1,),23

)0 • 3 I; 0,86444 0,87151f 0,00710 0,82 0,89578 0,89836 0,00258 0,29

35 • 39 0,84827 0,85784 0,00957 1,13 0,88766 0,89065 0,00299 0,3"

40 • I; I; 0,82735 0,83959 0,012Z1t 1,48 0,87708 0,88051 0,003"3 0,39

4$ • 119 0,79971 0,81"30 0,0"'59 1,82 0,86169 0,86573 0,00"0" 0,"7

50 • 51; 0,76254 0,77951 0,01697 2,23 0,83987 0,84449 0,00"62 0,55

5S • 59 0,71013 0,72894 0,01881 2,65 0,80867 0,81397 0,00530 0,66

60 • 6 I; 0,64294 0,66249 0,01955 3,04 0,76471 0,77070 0,00599 0,78

6S • 69 0,55153 0,5717" 0,02021 3,66 0,70268 0,70944 0,00676 0,96

70 • 74 0,43998 0,45814 O, 01816 4,13 0,61094 0,61835 0,00741 1,21

75 • 79 0,30939 0,32461 0,01522 4,92 0,48762 0,49516 0,007S't 1,5S

80 • 81; 0,18273 0,19359 0,01086 5,94 0,33732 0,34328 0,00596 1,77

8S e + O,093611 0',1.0'000 0,00640 6,84 0,19 1.84 0,19875 0,00391 2,01

147

TABELA 39 - COMPARAÇAO ENTRE AS ESPERANÇAS DE VIDA REAL (EX) E HIPOl~TICA (EX.) - ELIMINANDO OS ACIDENTES DE VET CULO A MOTOR COMO FATOR DE RISCO DE MORTE - SEGUNDO SE=­XO E IDADE, DOS RESIDENTES NO MUNICIpIO DE SAO~ LO EM 1970.

! M A seu L I N O F E M I N I N O

\EX-EX.\ EX-EX. EX-EX.

EX EX. EX EX EX. ~x-Ex·1 EX IDADE (%) (%)

O 60,12 61,07 0,95 1,58 67,21 67,56 0,35 0,52

1 65,17 66,21 1,04 1,60 71,67 72,04 0,37 0,52

2 64,53 65,57 1,04 1 ,61 71,08 71,45 0,37 0,52

3 63,71 64,75 1,04 1 ,63 70,32 70,69 0,37 0,53

4 62,82 63,85 1 ,03 1 ,64 69,92 69,78 0,36 0,52

5 - 9 61,89 62,91 1,02 1,65 68,49 68,85 0,36 0,53

10 - 14 57,12 58,09 0,97 1,70 63,68 64,01 0,33 0,52

15 - 19 52,32 53,25 0,93 1,78 58,83 59,14 0,31 0,53 ,

20 - 24 47,67 48,54 0,87 1,83 54,02 54,30 0,28 0,52

25 - 29 43,13 43,90 0,77 1,79 49,27 49,52 0,25 0,51

30 - 34 38,69 39,38 0,69 1,78 44,58 44,80 0,22 0,49

35 - 39 34,38 34,97 0,59 1,72 39,97 40,17 0,20 0,50

40 - 44 30,19 30,67 0,48 1,59 35,42 35,60 0,18 0,51

45 - 49 26,15 26,55 0,40 1,53 31 , ° 1 31 , 17 0,16 0,52

50 - 54 22,30 22,62 0,32 1,43 26,75 26,89 0,14 0,52

55 - 59 18,76 19,02 0,26 1,39 22,68 22,80 0,12 0,53

60 - 64 15,46 15,67 0,21 1,36 18,84 18,94 0,10 0,53

65 - 69 12,61 12,76 0,15 1 , 19 15,29 15,36 0,07 0,46

70 - 74 10, 17 10,31 0,14 1,38 12,21 12,26 0,05 0,41

75 - 79 8,40 8,52 O, 12 1,43 9,66 9,69 0,03 0,31

80 - 84 7,50 7,59 0,09 1,20 7,85 7,87 0,02 0,25

85 e + 7,26 7,36 0,10 1,38 6,77 6,77 - -

148

Relativamente, representam ganhos de 1,5 a 2% até

a idade de 50 anos para o sexo masculino; para as

mulheres, o ganho é menor, e haveria um aumento, na

esperança de vida, da ordem de 0,58%.

Com estas informações, conclui-se que os

acidentes de veículos a motor diminuem preciosos a

nos na vida dos habitantes do município de são pa~

lo. Cabe repetir as considerações do "Seminário Si

tuação de Saúde em Areas Metropolitanas Brasilei­

r as " 4 7 : 11 os d a dos sob r e a c i d e n te s d e v e T cu los a mo

tor são alarmantes e se se levar em conta que os

Tndices brasileiros crescem de ano para ano, há ne

cessidade de se solucionar ou minimizar o proble-

ma .....

Para que vidas nao sejam perdidas tão pr~

cocemente, no momento em que são tão úteis ã socie

dade, a possível solução é bastante complexa. Tal

complexidade é baseada na existência de uma multi­

plicidade de circunstâncias e fatores ambientais em

relação ã causalidade desses acidentes. Como em

qualquer estudo epidemiológico, três aspectos têm

que ser levados em consideração: o homem, quer c~

mo pedestre, condutor ou passageiro; o veTculo e a

via pública 37 • Portanto, para uma prevenção efici

149

ente, há necessidade de esforços em várias áreas de

atuação: transporte, engenharia, educação, aten-

ção médica quer preventiva, quer curativa, e poli-

ciamento.

Dado fato destas .. serem pertinen-o areas

tes diversos .. - públicos, coordenação de ~ a orgaos a

plos programas para a redução dos acidentes de vei

culos a motor deveria ser a nivel nacional. Tais

programas, segundo as recomendações apresentadaspe

la 29a. Assembléia Mundial da Saúde 2 , realizada em

1976, deveriam se preocupar em:

1) desenvolver polTtica geral sobre segura~

ça de tráfego;

2) obter, anal isar e difundi r informações s~

bre segurança de tráfego;

3) promover, graças a mecanismos apropria­

dos de coordenação, uma planificação e ~

çao concentrada entre as organizações i~

ter-governamentais que atuam no setor;

4) foméntar as investigações sobre a preve~

ção e luta contra os acidentes.

150

4;3.4.2. Outros acidentes (BE48), Sui­cfdlos e lesões auto-infligi­das (BE49) e as dema Is causas externas: homicfdlos e lesões em que se ignora se foram aci dental ou Intencionalmente in fligidas (8E50)

Os "outros acidentes" repre-

sentaram 27,86 % e 26,57% dos óbitos masculinos e

femininos, por causas violentas (TABELA 36). Na i-

dade de um ano esta proporção atingiu o grande va-

lor de 70% e 92,3~ respectivamente, nos sexos mas

culino e feminino. Refletem principalmente, os a-

cidentes domésticos, isto é, envenenamentos aciden

tais, acidentes por fogo, afogamentos e quedas. Des

ta maneira, a redução de 5% e 4% na probabilidade

de morte dessas crianças seria altamente viável,de~

de que existissem programas educativos voltados .. a

prevenção de acidentes domésticos. Estes progra-

mas seriam executados junto às mães, nos Centros

de Saúde ou através de visitadoras daniciliares. Por

meio de alta motivação e boa orientação nestes pr~

gramas conseguir-se-ia diminuir, talvez, a incidên

cia desses agravos à saúde, reconhecidos como ver­

dadeir a epidemia dos tempos modernos 1 O • Não pod e

ser esquecido o problema de mães, de pequeno poder

aquisitivo, que trabalham fora; na maioria das ve

151

zes, suas crianças ficam em casa com irmãos um po~

co maiores, que não podem arcar com a responsabi1!

dade que lhes é solicitada. Neste sentido, o pro­

blema se torna urna doença social, cuja solução,re­

a1mente, é muito difIci1.

Nos adolescentes de 15 a 19 anos, a ca­

racterIstica do problema muda de aspecto. Há, ai~

da, relativa representatividade dos "Outros Acide,!l

tes (BE48)", com 47,2% dos óbitos violentos; as ~

sas, talvez, nao sejam mais os acidentes domésti­

cos, mas sim, os acidentes do lazer (afogamentos) e

os acidentes de trabalho. Esta é a faixa etária em

que os jovens se introduzem na força de trabalh0 70

~dada talvez sua inexperiência, estariam mais ex­

postos ao risco de acidentar-se no ambiente de tra

balho. BERLINCK4 comenta "ser a imprudência do o­

perário, que muitas vezes desconhece a técnica es­

pecIfica, quem provoca o acidente". Recomenda, e~

tão, a necessidade de realização, com mais intensi

dade e constância, de cursos especIficos de segu­

rança do trabalho. ~ preciso lembrar que ainda e­

xiste p re s são de ordem social atuando sobre o em

pregado, no sentido de maior produção, possibi1ida

de de sua reposição na força de trabalho, que leva

a atos inseguros.

152

FERREIRA18 chama a atençao, entretanto,

ao fato de que apenas 22,6% dos acidentes de trab~

lho ocorridos no município de são Paulo, entre 1969

e 1973, foram classificados como devido exclusiva­

mente às falhas humanasi os restantes, 77,4%, re­

presentaram acidentes onde houve uma condição ins~

gura agindo isoladamente ou associada a um ato in­

seguro. Com estas informações, conclui-se que há

necessidade não só de treinamento do empregado em

segurança do trabalho, mas, também, que haja preocE

paçao no setor empresarial com finalidade de mini­

mizar as condições inseguras, quer do local, quer do

equipamento de trabalho.

A magnitude do valor assumido pela mort~

lidade por acidentes do trabalho dentre os óbitos

aqui analisados, não é possível de ser c a lcul ada,

pois, a Classificação Estatística Internacional de

Doenças 55 , ainda que especificando as circunstân­

cias do acidente (queda, afogamento, envenenamento,

por fogo), não relata se estes são acidentes detra

balho ou outro tipo. Entretanto, o percentual com

que aparecem estes "Outros Aci dentes (BE4B) ", den­

tre os óbitos por mortes violentas, se mantém alto

em todas as idades, para o sexo masculino (20a25%) i

se se admitir que parte deles seja causada por aci

153

dentes do trabalho, medidas devem ser tomadas, vi­

sando à sua prevenção. ~ necessário que tais medi

das, já existentes em países mais industrializados,

sejam aqui postas em prática, ainda que o resulta­

do dependa, em grande parte, do aprimoramento do ní

vel de instrução, tanto do empregado, quanto do em

pr~gador.

Os suicídios e lesões auto- infligidas sao

importantes como causa de morte entre as mulheres

a partir dos 15 anos, representando 20% do total de

óbitos por causas violentas. Embora a mortalidade

proporcional por essa cau~a seja maior no sexo fe­

minino, quando se analisa o risco de morrer, este

se apresenta maior entre os homens, crescendo com

o aumentar das idades. BARBOSA3, em análise do pr~

blema, relativamente aos anos de 1959 a 1968, para

o município de são Paulo, conclui no mesmo sentido.

Nos homens, é na idade de 15 a 19 anos que

os homicídios se tornam importante causa de morte,

compreendendo 21% dos óbitos por causas violentas.

Esta idade representa o marco inicial deste probl~

ma de caráter social pois, nas idades sucessivas,

avoluma-se a percentagem dos homicídios. No sexo

feminino, no grupo de 20 a 44 anos, estes aprese~

154

tam valores em torno de 20%, sendo o maior valor o

da faixa de 25 a 29 anos (26,58%dos óbitos violen­

tos) •

o grupo das causas violentas, realmente,

pesou de forma intensa na mortalidade dos residen­

tes no município de são Paulo, em 1970, havendo n~

cessidade, portanto, de programas visando a preve~

ção, quer dos acidentes de veículos a motor, quer

domésticos, quer do trabalho e atenção especial de

ve ser dada aos problemas de cunho social. Desta

forma, levando em consideração todos os pontos le­

vantados, tantos anos de vida em potencial deixa­

riam de ser sacrificados.

4 • 4. ANALISE GLOBAL

Até o momento analisou-se, isoladamente,

a influência de cada um dos grupos selecionados de

doenças como fator de risco de morte dos residen­

tes no município de são Paulo, em 1970.

Para uma visão conjunta dessas causas,v~

rificar-se-á, dentro de faixas etárias, a ordena-

155

çao desses grupos de ddenças, em função de seus ní

veis de atuação como causa de morte. Para tanto,

foram construídas as TABELAS 40 e 41, que apresen­

tam as diferertças relativas (%) entre as probabil!

dades real e hipotética de morte segundo faixas e­

tárias e os grupos de doenças eliminados como cau­

sa de morte. Em cada faixa etária foi possível a­

pontar o principal grupo de causas, ou seja, aque­

le que propiciaria a maior redução percentual da

probabilidade real de morte, caso não estivesse a­

tuando como fator de risco de morrer. No fina~bl~

cos de idades se delinearam, pois, geralmente, ornes

mo grupo de causas era o mais importante, não só em

wna única faixa etária, mas sim, em wna seqüência de

idades. Com isto, a análise da TABELA 40 permite

concluir que, para os homens, na faixa etária de ze

ro a três anos, o principal grupo de causas de mOE

te foi o das doenças infecciosas e parasitárias (d! ferenças relativas em torno de 30%) i dos quatro~

quarenta anos foi mais atuante o grupo dos aciden­

tes, envenenamentos e violências (decréscimos entre

27,83% e 65,17%) e acima dos quarenta anos as mais

importantes foram as doenças cardiovasculares (re­

duções entre 25,81% e 50,64%).

Quando analisada a atuação das causas de

156

TABELA 40 - DIFERENÇAS RELATIVAS (%) ENTRE AS PRO­BABILIDADES REAL E LIQUIDA DE MORTE NO SEXO MASCULINO, SEGUNDO FAIXAS ETARIAS E GRUPOS DE CAUSAS DE MORTE ELIMINADAS

IDADES

° 2

3

4

5 - 9

10 - 14

15 - 19

20 - 24

25 - 29

30 - 34

35 - 39

40 - 44

45 - 49

50 - 54

55 - 59

60 - 64

65 - 69

70 - 74

75 - 79 80 - 84

85 e +

INFECCIO­SAS E PA­RASITA -RIAS

27,92

35,78

33,45

29, 14

18,26

12,57

6,52

6,07

6,79

8,53

9, 19

7,91

6,98

7,03

4, 1 8

4,30

2,60

1 ,90

1 ,63

1 ,52 1,46

AC I DENTES, lUMORES MA CARO I OVAS ENVENENAM. LIGNOS - CULARES - E VIOLEN­

CIAS

0,07 0,44 0,60

0,18 1,97 5,01

2,14 1,78 11,39

5 , 14

9,57

10 ,47

7 ,61

4,77

4,60

4,74

3,96

5,56

10,87

13,73

16,72

19,48

16,50

16,05

14,46

1 ° , 71 8,36

1 , 7 1

4,35

4,45

4,89

6,50

8,59

1 0, 14

16,35

20,76

25,81

32,51

37,65

41 ,32

47,50

49,33

48,93

50,64 47,85

1 7 , 1 4

27,83

39,53

48,91

65, 17

64,84

55,73

40,67

31 , 14

23,71

16,27

11 ,67

8, 1 ° 6,26

3,36

3,36

2,54 1 ,62

157

TABELA 41 - DIFERENÇAS RELATIVAS (%) ENTRE AS PRO-BABIL IlJADES REAL E LIQUIDA DE MORTE NO SEXO f-EMININO, SEGUNDO FAIXAS ET~RIAS E GRUPOS DE CAUSAS DE MORTE ELIMINADAS.

INFECCIO- ACIDENTES SAS E PA- TUMORES MA CARDIOVAS ENVENENAM. RAS I TA - LI GNOS CULARES E VIOLEN-RIAS CIAS

O 28,86 O , 1 1 0,49 0,49

29,57 1 ,39 2,26 3,83

2 34,64 2 • 1 1 3,3 1 7,53

3 32,88 4, 1 1 10,27

4 23, 15 8,33 7 , 4 1 19,44

5 - 9 12,95 11 ,87 5,76 18,35

10 - 14 9,27 11 ,29 11 ,29 29,84

15 - 19 7,54 4,64 9,28 40,29

20 - 24 9, 19 8,56 13 , 15 33, 19

25 - 29 9,86 7,28 18,97 23,07

30 - 34 1 1 ,48 1 1 , 04 19,09 13,58

35 - 39 8,39 14 , 85 24,25 10,82

40 - 44 7,69 2~,07 29,00 9,34

45 - 49 6,32 27,09 33,85 5,81

50 - 54 3,47 27 , 1 1 42,84 4,95

55 - 59 2,43 23,56 45,91 3,73

60 - 64 1 ,91 20,90 48, 10 3,30

65 - 69 2,03 16,40 51 ,52 2,34

70 - 74 1 , 08 13 ,36 54,67 1 ,94

75 - 79 0,91 9,51 58,20 1 ,46

80 - 84 1 , 02 6,90 54~02 1 , 2 1

85 e +

158

morte no sexo feminino (TABELA 41), nota-se que, em

menores de quatro anos, foram as doenças infeccio­

sas e parasitárias o principal grupo de causas de

morte (diferenças relativas em torno de 35%); dos

cinco aos trinta anos foi o grupo dos acidentes,e~

venenamentos e violências, o mais importante (dif~

renças relativas entre 18,35% e 40,29%). A partir

dos trinta anos, o mais atuante grupo de causas de

morte foi o das doenças cardiovascu1ares (reduções

entre 19,09% e 58,20%), portanto, mais precocemen­

te do que nos homens, dado o fato de para eles exi~

tir,até os quarenta anos, a grande atuação dos aci

dentes, envenenamentos e violências como causa de

morte. A mortalidade diferencial entre sexos pode

ser confirmada pela atuação das neop1asias malig­

nas como causa de morte, pois, estas, constituíram

-se na segunda causa de óbito para as ~res com

mais de trinta e cinco anos e com uma intensidade

de atuação muito próxima à das cardiovascu1~(pii~

cipalmente entre quarenta e cinq6enta e cinco~s);

proximidade não verificada, quando da análise dose

xo masculino.

Outra maneira de avaliar globalmente o i~

pacto dos grupos de causas de morte, seria através

das probabilidades de sobreviver, calculadas em tá

159

buas de vida de múltiplo decremento, mas, predeter-

minando as faixas etárias de interesse*. Na TABE-

LA 42 estão apresentadas estas probabilidades de s~

brevivência segundo sexo, faixas etárias determina

das e grupos de causas de morte eliminados.

TABELA 42 - PROBABILIDADE DE SOBREVIVER (%) SEGUN­DOS E X O, F A I X A S E T A R I A S E G R U P O S DE C A U SAS DE MORTE ELIMINADOS. -

~'LIOAIlE DO NASCIMENTO DOS 15 ANOS DO NASCIMENTO DE SOBREVI GRUPO DE V~ An 15 ANOS AT~ 65 ANOS ATE 85 ANOS

CAU~AS EX-~ Masc. Fem. Masc. Fem. Masc. Fem. CLU DO

Infecciosas e pa-rasitárias ..... 92z06 93,45 63,35 78, 13 10,26 20,60

Tumores malignos. 89,24 91 , ° 1 66,58 81,86 12,91 23,96

Cardiovascular .• 89,24 91,03 74, 15, 85,83 29,98 46,67

Acidentes, envene namentos e violên cias - 89,61 91 , 15 ........... 66,87 78,63 10,75 20,35

SEM exclusão •.. ~ 89,15 90,92 61,87 77 ,29 9,36 19,48

A probabilidade de sobreviver do nasci-

mento até aos quinze anos mostra ter havido um com

portamento semelhante das causas de morte, em am-

* As faixas de idade foram determinadas em função de ser ana 1 i sada a atuação das doenças em i dades jovem, adu I ta e tar dia, respectivamente.

160

bos os sexos~ a maior atuação foi exercida pelas

doenças infecciosas e parasitárias. Na faixa etá­

ria economicamente ativa da população (15 a 65 a­

nos), detecta-se o papel preponderante assumido pe

las doenças cardiovasculares em ambos os sexos; en

tretanto, enquanto que, para os homens são os aci­

dentes, envenenamentos e violências o segundo gru­

po em grau de importância, já para as mulheres, e~

te lugar é ocupado pelo câncer. As probabilidades

de sobreviver do nascimento até os oitenta e cinco

anos, quando eliminados os grupos de causas de mOE

te, mostram a importância assumida pelas ~as ~

diovasculares na mortalidade tardia da população,

principalmente feminina; dos cem mil nascidos vi­

vos que iniciam a tábua de vida, 29.980 homens che

gariam aos 85 anos, enquanto que, aproximadamente,

50% das mulheres completariam 85 anos (das cem mil

nascidas vivas, 46.670 mulheres chegariam a esta i

dade) •

A análise dessas duas variáveis estuda­

das - probabilidades lIquida de morte e "hipotética"

de sobrevivência - permitiu que se conhecesse, pa­

ra a população do municIpio de são Paulo em 1970,

a distribuição da atuação dos principais grupos de

causas de morte, em função das faixas de idade es-

161

peclficas. Entretanto, reconhece-se que algumas~

zes, há necessidade de existir informação g 10 ba 1

mais sintetizada e expressa num único valor e qu e

permita conhecer a ordenação das atuações das cau-

sas de morte em todas as idades.

A variável que consegue suprir esta ne-

cessidade é a esperança de vida ao nascer, obtida

em tábuas de múltiplo decremento.

A análise dos ganhos (em anos) da espe­

rança de vida ao nascer, pela eliminação dos gru­

pos de doenças como causa de morte permitiu apre­

sentar a classificação das principais causas dernoE

te que atuaram sobre a população residente no mun!

clpio de são Paulo em 1970 (TABELA 43). Por ordem

de importância atuaram,

a) no sexo masculino:

1~ doenças cardiovasculares,

2~ doenças infecciosas e parasitárias,

3~ acidentes, envenenamentos e violências e

4~tumores malignos, incluindo as neopla sias malignas do tecido linfático e dos órgãos hematopoéticos;

b) no sexo feminino:

1~ doenças cardlovasculares,

162

2~ doenças Infecciosas e parasitárias,

3~ tumores malignos, incluindo as neopla sias malignas do tecido linfático e dos órgãos hematopoéticos e

4~ acidentes, envenenamentos e violências.

TABELA 43 - NOMERO DE ANOS GANHOS NA ESPERANÇA DE VI DA AO NASCER, SEGUNDO SEXO E GRUPOS Dr CAUSAS ELIMINADOS.

GRUPO IE MASC. FEM. CAUSAS ELIMINADOS

Infecciosas e Parasitárias 2,52 (2) 2,24 (2)

Câncer .................. 1 ,87 (4) 2,02 ( 3)

Cardiovasculares ........ ~ ( 1 ) 11,44 ( 1 )

Acidentes, Envenenamen tos e Violências ............ 2,36 (3) 0,77 (4)

( ) Representa a ordenação do grupo de causas.

4.5. CONSIDERAÇOES FINAIS

A análise desses resultados a:mduz ã cons

tatação de que houve dualismo na natureza dos prin

cipais grupos de causas de morte dos residentes no

municIpio de são Paulo, em 1970. Se por um lado,

163

doenças degenerativas e crônicas tais como as car­

diovascu1ares, propiciariam grande ganho às espe-

ranças de vida, caso não tivessem sido causa de mo!,

te, por outro lado, as doenças infecciosas e para­

sitárias, portanto transmissíveis e evitáveis, ta~

bém assim teriam atuado (tanto o câncer, como o

grupo dos acidentes e violências, também represen­

taram importantes agravos à saúde). Estes fatos,

quando relacionados às informações sobre ganhos na

esperança de vida, com eliminação destes mesmos gr~

pos de causas de morte, em países desenvolvidos e

em desenvolvimento (TABELAS 44 e 45), qualificam o

município de são Paulo em 1970, sob aspecto de ní-

vel de saúde, ora como uma região de acordo com pa

drões de países desenvolvidos, ora como uma região

em desenvolvimento.

TABELA 44 - ESPERANÇA DE VIDA AO NASCER NO SEXO MAS CULINO E GANHOS (em anos) APOS ELIMIN~ ÇAO DE ALGUNS GRUPOS DE CAUSAS DE MOR~ TE, SEGUNDO PAIsES, EM 1968, E MUNICI­PIO DE SAO PAULO, EM 1970.

ESPERANÇA GANHO QUANDO ELI GANHO QUANDO PATS/MUNI- DE VIDA MINADO O GRUPÕ aIMI~OO O GRU cTplO AO NASCER DAS CARDIOVASCU PO ~S NEOPL~

LARES S IAS MALTGNAS

Canadá ...... 69, 1 10 , 1 2,4 Estados Un i dos. 66,6 12 , 1 2,3 Israel 70,5 10, 4 2,2 Colômbia 59,0 4,3 1 ,3 México ...... 60,5 2, 1 0,8 Mun. S. Paulo 60,1 9 , 1 1 ,9

FONTE: LIFE TABLES 4 5.

164

TABELA 45 - ESPERANÇAS DE VI DA AO NASCER NO SEXO FE MININO E GANHOS (am anos) APOS ELIMIN~ ÇAO DE ALGUNS GRUPOS DE CAUSAS DE MOR~ TE, SEGUNDO PAIsES, EM 1968, E MUNICI­PIO DE SAO PAULO, EM 1970.

ESPERANÇA GANHO QUANDO EU GANHO QUANDO PATS/MUNICT- DE VIDA MI NADO O GRUPÕ alMI~ O GRU PIO AO NASCER DAS CARDIOVASCU PO DAS NEOPL:B:'

LARES 5 IAS MALIGNAS

Canadá · ...... 75,7 12, 2 2,8 Estados Un i dos .• 74, 1 1 5 , 3 2,5 Israel · ...... 73,7 1 3" 1 2,5 Colômbia ..... 62,4 ,~" 6 1 , 7 Méx i co · ...... 63,8 2 , 1 1 ,2

Mun. s. Paulo. 67,2 11,4 2,0

FONTE: LIFE TABLESIf5.

Assim sendo, os valores das, esperarças de

vida ao nascer da população em estudo se aproximam

mais dos valores apresentados p~la Colômbia e Méxi

co, distanciando-se daqueles apresentados pelo Ca­

nadá, Estados Unidos e Israel. Por outro lado, os

ganhos na esperança de vida ao nascer, com elimi­

nação das doenças cardiovasculares e do câncer es­

tão mais próximos aos do Canadá, Estados Unidos e

Israel do que aos do México e Colômbia (principal­

mente entre os homens). Dado não haver infonMÇões

especIficas sobre ganhos relativos à eliminação das

165

doenças infecciosas nesses países, foi .. .

necessarl.o

calcular o valor da mortalidade proporcional p o r

essas causas*.

A mortalidade proporcional por ~as in

fecciosas e parasitárias no Canadá, Estados Unidos

e Israel foi, respectivamente, igual a 0,8%, 0,9%

e 1,1%, e na Colômbia e México as mesmas foram i-

guais a 10,7% e 9,7%. Portanto, o município de

são Paulo, com 11,6%, encontrava-se, em 1970, com

problemas de saúde semelhantes aos de países em de

senvolvimento, onde as'doenças infecciosas e para­

sitárias, ap~sar de plenamente evitáveis, aindapDJ

piciavam altos coeficientes de mortalidade nas ida

des muito jovens. Isso representa perda de vidas

na população de nível sócio-econômico baixo, onde

os possíveis fatores de risco das doenças infeccio

sas atuam amplamente e medidas de prevençao, quer

primária, quer secundária, ainda que postas em pr~

tica pelas autoridades de saúde, nao estão atingi~

do totalmente os objetivos.

Por sua vez, os problemas de saúde de p~

ses altamente desenvolvidos também se apresentaram

* Os dados de morte segundo idade e causa foram retirados do Demographic Yearbook, 1969 12 e a partir destes, os índices foram calculados.

166

no município de são Paulo. Atuaram, provavelmente,

na parcela da população de nível sócio-eoo~oo mDs

alto, que conseguindo sobreviver às idades mais j~

vens, veio se expor aos possíveis fatores de risco

das doenças degenerativas e crônicas (cardiovascu­

lares, câncer, etc.). Esses problemas de saúde a­

inda estariam agravados por possíveis falhas exis­

tentes no sistema de atenção médica do município

de são Paulo que, ocasionariam menor sobrevivência

aos doentes diagnosticados, refletindo menor ganho

nas esperanças de vida ao nascer (TABELAS 44 e 45).

Face a essas considerações, pode se le­

vantar a hipótese de que o padrão de mortalidade no

município de são Paulo,em 1970, indicaria a exis­

tência de problemas de saúde de uma população for­

mada por distintos estratos e não de uma população

homogênea; tais estratos apresentariam problemas

específicos e inerentes a cada um desses segmentos

da população. Não se pode esquecer que os coefic!

entes geJ:",:üs resultam de uma média ponderada entre

os valores apresentados pelos setores sócio-econô­

micos mais favorecidos e por aqueles com condições

muito mais adversas. portanto, há de ser lembrada

167

esta limitação ao serem usados, corno subsídios, em

diagnósticos de nível de saúde de urna área, para a

decisão de ações prioritárias.

Recomenda-se, então, que sejam feitos es

tudos de mortalidade, procurando sempre estabele­

cer, distintamente, a situação sócio-econômica e s~

nitária desses setores de população. Por si mes­

mas, tais observações, em nada melhorariam a real

situação dos grupos menos favorecidos, porém, pod~

riam evidenciar as desigualdades que existem den­

tro de urna região. A finalidade em aSSinalá-las é,

pelo menos, corno SOMOZA71 recomenda " •.. ~ con~

cientizar as pessoas menos informadas e provocar

interesse para que sejam adotadas medidas para me­

lhorar a situação"

5. CONCLUSOES

169

1. A esperança de vida ao nascer para os residen­

tes no municIpio de sio Paulo, em 1970, foi i­

gual a 63,55 anos (60,12 anos no sexo masculino

e 67,21 anos no sexo feminino).

2. Caso as doenças infecciosas e parasitárias fos­

sem eliminadas como fator de risco de norte, haveria

um decréscim::> de aproximadamente 30% na probabi1,!.

dade de morrer de crianças do sexo mascu1ino,m~

nores de três anos. Para as meninas menores de

quatro anos, o decréscimo seria da ordem de 35%.

3. A probabi dade de sobreviver do nascimento até os

15 anos, caso as doenças infecciosas e parasitárias

nao fossem fator de risco de morte, seria 92,06%

(em vez de 89,15%) e 93,45% (em vez de 90,92%),

respectivamente, nos sexos masculino e feminino.

4. O ganho nas esperanças de vida ao nascer, caso

as doenças infecciosas e parasitárias nio fossem

fator de risco de morte seria de 2,52 anos (4,19%

a mais) e 2,24 anos (3,33% a mais), respectiva­

mente para os homens e mulheres.

170

5. Caso os tumores malignos nao fossem fator de ris

co de morte, a probabilidade de morrer estaria

diminuída em torno de 16 % para os homens de 50 a

70 anos e próximo a 25% para as mulheres de 40 a

60 anos.

6. A probabilidade de sobreviver à faixa economica

mente ativa da população aumentaria de 61,87% e

77,29% para 66,58% e 81,86%, respectivamente,

para os homens e mulheres, caso os tumores ma­

lignos não tivessem sido fator de risco de mor­

te da população entre 15 e 65 anos.

7. Caso os tumores malignos fossem eliminados como

fator de risco de morte, haveria um ganho de

1,87 anos (3,11% a mais) e 2,02 anos (3,01% a mais)

respectivamente nas esperanças de vida ao nascer

masculina e feminina.

8. Caso as doenças cardiovasculares nao fossem fa­

tor de risco de morte, a probabilidade de morrer

estaria diminuída entre 25,81% e 50,64% para os

homens de 40 a 80 anos, e entre 19,09% e 58,20%

para as mulheres de 30 a 80 anos.

9. A probabilidade de sobreviver do nascimento aos

171

85 anos seria de 29,98% e 46,67% (em vez de 9,36%

e 19,48%), respectivamente, para os sexos mascu

lino e femino, caso as doenças cardiovasculares

nao tivessem atuado como fator de risco de mor­

te.

10. Caso as doenças cardiovasculares nao tivessem a

tuado como fator de risco de morte, haveria um

ganho de 9,14 anos (15,20% a mais) e 11,44 anos

(16,96% a mais) nas esperanças de vida ao nas­

cer masculina e feminina.

11. Caso os acidentes, envenenamentos e violências

nao tivessem atuado como fator de risco de mor­

te, a probabilidade de morrer estaria diminuída

de valores entre 27,83% e 65,17% para os homens

de 4 a 40 anos e entre 19,44% e 40,29% para as

mulheres de 4 a 30 anos.

12. A probabilidade de sobreviver dos 15 aos 65 ~s,

faixa de idade economicamente ativa, aumentaria

de 61,87% para 66,87% nos homens e de 77,29% p!!

ra 78,63% nas mulheres, caso os acidentes, env~

nenamentos e violências não tivessem sido fator

de risco de morte.

172

13. Caso os acidentes, envenenamentos e violências

não fossem fator de risco de morte, haveria um

ganho de 2,36 anos (3,93% a mais) e 0,77 anos

(1,15% a mais) respectivamente, nas esperanças

de vida aOk1scer masculina e feminina.

14. A ordenação dos principais grupos de causas de

morte, em função dos ganhos propiciados à esp~

rança de vida ao nascer dos residentes no muni

cípio de são Paulo em 1970, é a seguinte:

- SEXO MASCULINO: doenças cardiovasculares, do

enças infecciosas e parasitárias, os aciden­

tes, envenenamentos e violências e os tumores

malignos incluindo os neoplasmas do tecido

linfático e dos órgãos hematopoéticoSi

- SEXO FEMININO: doenças cardiovasculares, do

enças infecciosas e parasitárias, tumores ma

lignos incluindo os neoplasmas do tecido lin

fático e dos órgãos hematopoéticos e os aci­

dentes, envenenamentos e violências.

15. O padrão de mortalidade no município de são Pau

lo, em 1970, indicaria a existência de proble-

mas de saúde de uma população formada por seto

res distintos onde coexistiriam condições ~r

sas à saúde típicas, ora de regiões considera-

das desenvolvidas, ora de regiões em desenvol-

vimento.

RESUMOS

174

RESUMO

Considerações sobre tábua de vida e tábua

de vida de múltiplo decremento foram feitas, dado

que o objetivo deste trabalho foi avaliar a magni­

tude da atuação de alguns grupos de agravos ã saú­

de (doenças infecciosa~ e parasitárias. tumores m~

lilnos. incluindo as neoplasias malignas do tecido

linfático e dos órgãos hematopoéticos. doenças caE

diovasculares e acidentes. envenenamentos e violê~

cias) nas probabilidades de morte. de sobrevivên­

cia e nas esperanças de vida dos residentes no mu­

nioipio de são Paulo em 1970.

A esperança de vida ao nascer foi igua 1

a 60.12 anos. no sexo masculino e 67.12 anos no se xo feminino.

Foi detectado o importante papel das do­

enças infecciosas e parasitárias. em menores de 4

anos. pois caso não tivessem sido fator de risco de

morte a probabilidade de morrer. nestas idades. te

ria sido reduzida em atá 35%. permitindo que a es­

perança de vida ao nascer tivesse acráscimosde 2.52

anoa (4.19' a mais) e 2.24 anos (3.33% a maisl res

pectivamante para os homens e mulheres.

Os tumores malilnos se não tivessem si­

do fator de risco de morte teriam reduzido a prob~

175

bi1idade de morrer dos homens de 50 a 70 anos, em

torno de 16% e em 25%, a das mulheres de 40 a 60 ~

nos. Os ganhos nàs esperanças de vida ao nascer s!,

riam de 1,87 anos (3,11% a maisl e 2,02 anos (3,01%

a mais) nos sexos masculino e feminino, respectiva -mente.

As doenças cardiovasculares, principal gr~

po de causas de morte, reduziriam em até 60% a pro

babi1idade de morrer dos residentes no municipio de

são Paulo, em 1970, e propiciariam ganhos de 9,14

anos e 11,44 anos, respectivamente na esperança de

vida ao nascer, masculina e feminina, caso não ti­

vessem sido fator de risco de morte.

Os acidentes, envenenamentos e vio1ên-

cias, segundo grupo de causas de morte para os ho­

mens, caso nio tivessem sido fator de risco de mo~ te, teriam redu~1do de 27,83% até 65,17% a probabi

. -lida de de mbrrer entre 4 e 40 anos. com isso a pr.2,

babilidade de sobreviver dos 15 aos 65 anos, faixa

de população economicam$nte ativa, seria de 66,87~

em vez de 61,87%. o· ganho na esperança de vida ao

nascer seria de 2,36 anos (3,93% a mais).

Após a análise de cada um dos grupos de

causas pôde-se ordenar os principais grupos de do­

enças em função dos ganhos que propiciariam à esp!.

ranço de vld~ ao nascer, caso náo tivessem sido fa . -tor de risco de morte: no SEXO MASCULINO ~ cardio

vasculares, infecciosas e parasitárias, acidentes,

8nv~nenam.ntos e violências e os tumores malignos. no sexo FEMININO - cordiovaaculares, infecciosas e parasitárias, tumores ma1isnos e os acidentes, en­

venenamen~os e vl01incias.

176

Finalizando. levantou-se a. hipótese de

que. o padrão de mortalidade no município de são

Paulo. em 1970. refletiria a existência de proble­

mas de saúde de uma população formada por setores

distintos onde coexistiriam condiç5es adv~rsas a

saúde típicas. ora de regi5es consideradas desen­

volvidas. ora de regi5es em desenvolvimento.

SUMMARV

General considerations about life tables

and multiple decrement tables were made. since the

objective of this work was to evaluate the impact

of some diseases (Infective and Parasitic diseases.

Naoplasms. Cardiovascular diseases and Accidents.

Poisonings and V1olence) on the probab1lities of

dy1ng. surv1val. and on tha expectation of life of

the inhabitants of the City of são Paulo in 1970.

The calculated male life expectancy was

60.12 years and the female was 67.12 years.

The main role of the Infective diseases

was detected among children bellow age 4. The re­

duction in their probability of dy1ng. 1f the effect

of thesa diseases was removed. would be near 35%1

and thase diseases cause a loss of 2.52 years(4.19%)

and 2.24 years (3.33%) for the male and female l1fe

expectancies. respectively.

If the effect of the Neoplasms was remo-

177

ved, it would reduce the probability of dying for

males in 16%, in the ase interval 50 to 70 years,

and 25% for wómen in the age interval 40 to 60 years.

This disease causes a 10ss of 1.87 years (3.11%) in

the expectation of life for males and 2.02 years

(3.01%) for females.

The Cardiovascular diseases, the main

group of causes of death, would reduce as much as

60% the probability of dying, if their effect were

removed. The "gain" in life expectancy would be

9.14 years and 14.44years for men and women, res­

pectively.

Removing the effect of Accidents, Poi;s~

nings and Violence, the second main group of causes

of death for men, the probability of dying for men,

aged 4 to 40 years would be reduced between 27.83%

and 65.17%. the probability of survival for the

population at the econQmically productive ages (15

to 65 years) would be 66.87% instead of 61.87%. The

loss for the life expectancy in this case, is 2.36

years (3.93%).

After this analysis the main grbups Df

causes of death were ranked as: FOR MALES: Cardio

vascular diseases, Infective and Parasitic diseases,

Accidents, Poisonings and Violence and NeoplasmsJ

FOR FEMALES :Cardiovascular diseases, Infective and

Parasitic diseases, Neoplasms and Accidents, Poiso

nings and Violence.

An apparently dichotomous population could

be considered as an explanatory hypothesis for the

pattern of mortality prevailing in 1970, in the Ci

178

ty of são Paulo: health problem effects on the mor

tality as those of developed countries were found.

coexisting with typical health problems of the un­

derdeveloped countries.

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A N E X O S

AllElO 1 - ...... DE'GBITOS E 'ROBABILlDAOES LIQUIDAS DE MORTE DOS· RESIDElTES lO "UlIeI'IO DE SAO PAULO EM 1970 (sexo .asculho). SUU.DO fAIXAS ElIRIAS [ GRUPes DE CAUSAS DE ItORUtLlMIIADOS.. . . . . .

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10-" 1.1'2 0.'1238 16 0."808 , 0."'" - 0.4122)8 16 0,"108 106 0."32' 717 0.1,UO ' 27/t 0.,/t"2 273 0.3"32 l' 0."727 5 O.U"',

15 •• 1.110 1.10011 1) 1,0,00'0 , 1.00000 - - 1.00000 l' 1.00OH " 1.00101 731 1.01010 JI9 1.01001 ZJ5 1.00000 l' 1.00010 - 1.00001

mAL •• 1'''. 2.235 '.UI 133 '.617 1.115 6.'" Z.IU 1.176 "I '"

IV

ANEXO 3 .. Tl.BUADE ,VIDA DE MULTIPLQD~CREMENTO. ELI MI NANDO AS DOE"&AS INfECCIOSAS E PARASIT~RIAS COMO FATOR DERISCDE: MORTE. PAItA .OS Rf;SIDE"TES 'NOMUNICf-PIO DE SXOPAULO, EM1970 (58)(0 Masçulfno).

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O 100000 ~6.00 6600 94)04 62ól5~O 62,64

1 93400 3.~9 336 93165 ,6169265 66.05

2 93064 1.87 174 92977 6076100 65.29

'3 92890 ,· 1.24 115 92833 !)9tl3123 64.41

.. 92'175 , ' 0.94 87 92732 5890290 63.49

5 • 9 92688 ~·l4 310 462667 5797559 62.55

10 • 14 92319 3.44 317 461099 53~4a92 57.75

15, • 19 92061 ~,50 599 458809 48737 92 52.94

20 A '24 91463 9.33 853 455179 ""14983 48.27

25 . ' 29 90609 12.5. 1136' 450206 3959804 43.70

30 A 34 ,,8947'3 H~.99 1520 4435~6 35095 98 39,2~ .

35 • 39 81953 2~'~J 1997 43417) 30,,6032 ~4,86 . ,

40 • 44 85956 .31 , 01, 26 70 42:U05 2631259 30.61

45 • 49 83286 43.21 3599 407431 22061 54 26.51

50 • 54 79681 ~5.86 5248 385315 1800723 22.60

55 • 59 14439 90.55 6741 355344 1415408 19.01

6Q • 64 67698 138.47 9374 315057 1060064 15.66

'., A 69 58324 ,198.41 11572 262691 745007 12. 71

'70 , • 7" 467'2 '291.98 13651 199633 482316 10.32

15" 79 33101 , 403.16 1)341' 1321413 20268 3 8.54

aO A ~4 19756 .aO'(»8 94 96 750160 1505"0 7.62

~, ,~ .. 10260 1000'00 ' 10260 75500 75500 7.36

( . . . A " o, i ; E = a. JU •

v

ANEXO 4 - T~BUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO AS DOENgAS INFECCIOSAS E PARASIT~RIAS COMO FATOR DE RISC DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICI-PIO DE S~O PAULO EM 1970 (sexo feminino).

X LX 1000 QX Ox NLX TX Ex ;

° 100000 53.~1 5351 95575 691446'" 69.45

1 94643 4.05 363 94374 68149103 72.37

2 94259 2.16 204 94157 6754726 71.66

3 94055 0.98 92 94010 66605 71 70.82

4 93964 0.83 78 9392~ 65b6561 69.6H

5 A 9 93865 2. 4 2 227 468859 6472637 b8.94

10 A 14 93658 2.25 211 467765 6003777 64.10

15 A 19 93448 3.19 298 466494 55J6012 59.24

20 A 24 93150 4.35 405 464736 5069518 54,42

25 A 29 92145 5.94 551 462347 146047&2 49.65

30 A 34 92194 8.02 739 459122 14142435 44.93

35 A 39 91455 10.92 999 454775 36"3314 140.27

40 A 44 90456 16.20 1466 448614 3228539 35.69

45 A "9 88990 23.72 2111 439673 2779925 31.24

50 A 54 86879 35.85 3114 426610 23402 5 2 26.91t

55 A 59 83165 53.05 4444 401715 1913ó lt 2 22.65

60 A 6" 79321 79.56 6310 380829 1505927 16.99

65 A 69 73011 127.90 9338 341708 1125097 15.41

70 A 7" 63672 199.68 127114 286577 7833 90 12.30

75 A 79 50958 305·42 15564 215883 4'J6813 9.75

80 A 8. 353 95 41 8 '08 14798 139980 2"092 9 1.94

85 E + 20597 iooo'QO 20597 140950 140950 6.64

VI

AN~XO 5 - TABUA D.E VIDA DE MOL TIPLO DECREMENTO. EL I MI NANDO A GASTROENTERITE COMO FATOR DE RISCO DE MORTE. PA RA OS RESIDENTES NO MUNICYPIO DE SAO PAULO em 1910' (sexQ m~scul1nQ).

X LX 1000 QX ox NLX TX EX i li .. . .i.

O 100000 69.81 69tH 93971 <>1 7221, 61. 72

1 93014 4.~1 425 92716 6078245 65.35

2 92589 2.49 230 92474 59d5529 64.65

3 92359 1.6.6 153 92262 5893055 63.81

4 92205 1.10 101 92155 58001 73 62.91

5 A 9. 92104 3.64 l35 45Q664 5708616 61.96

10 A 14 91769 3.5e 329 458024 5246934 57.20

15 .1. 19 ,91440 6.85 ó26 455637 47909 10 52,39

20 A 24 90814 10.01 909 451799 43)52 74 47.74

25 A 29 89905 13.67 1229 446453 J6d34 7S 43_20

30 A 34 88676 18.64 1053 439247 3437022 38.76

31 A 39 87023. 24.54 2136 429776 2997775 34.45

40 A 44 841un 3~·J9 2eU 7 4113 93 2561999 30.25

., Â 49 82070 46.28 3798 400855 2150606 26,20

50 A 54 18272 68.55 5366 377947 1749750 22-35

55 A 59 '72907 94.24 6a7,l 347355 1311804 18.82

60 A 6.4 66.036 141.76 9361 306775 1024448 15.51

65 A 69 ·56614 201.17 . , 11401 254869 117674 12.66

70 A 74. 452 73 29~.3e 13373 192934 462805 10.2~

75 A 79 31900 406.62 12971 127074 269871 8.46

80 A 84 16929 485·43 9169 71614 142797 7.54

85 E + 9140 1000-00 9740 71123 71123 7.30

V II

ANEXO 6 - TAsUA DEVIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO A 6ASTROENTERITE COMO FATOR DE RISCO DE MORTE. PA RA OS RESIDENTES NO MUNICTpIO DE S~O PAULO EM 1910 (sexo feminino).

x LX 1000 QX OX ~JLX Tx EX

o 100000 56'. e9 5669 95301 6873256. 68.13

1 94311 4.77 449 93996 6777956 71.67

2 93661 2.96 278 93722 6683959 11.21

3 93583 1.28 120 93523 6590231 70.42

la 93464 1.00 94 93417 6496114 69.51

5 A 9 93370 2.68 250 466225 6403297 68.56

10 A 14 93120 2.40 223 465042 59370 72 63. 16

UI A 19 92897 3.43 319 463688 5472030 58.90

20 A 24 92576 4.77 442 461767 50083 42 54.10

25 A 29 92136 6.57 605 459169 4546555 49.35

30 A 34 91531 9.04 827 455587 4087386 44.66

35 A 39 90tOlt 11.75 1066 450854 3631799 40.04

40 A 44 89638 11.45 156~ 444280 3180945 35.49

45 A 49 8807. 25.25 2224 434810 2736665 31.01

50 A 5. 85850 . 37. 02 317S 421306 2301855 26.81

55 A 59 82672 54.01 4465 402197 1880549 22. 75

60 A 64 78207 80.86 6324 375223 1478352 1.8.90

65 A 69 71883 ~29.56 9313 336131 1103129 15.35

70 A 74 62510 . 201.06 12580 281398 766999 12.26

7' A 7. 49989 306.73 15133 211614 4"5601 9.7&

80 A 84 34656 41"" 14'54 1,,896 273987 ""1 85 E + 20102 1000'00 201u2 137091 137091 6.82

VIII

ANEXO 7 - T18UADE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. EI.IMINANDO Al~UMA,S : DOENÇAS PREVENTvEIS POR VACINAçlq(saram-po. difteria~ ' coquel uche. poli oa1 e11 ttt .utano) CO-MO FATOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICYPIO' DE SKO PAULO EM 1970 (sexo .ascu11 no). •

X LX 1000QX ux NL.X TX EX

O 100000 " 9Q'80 9080 9216" .6024012 60.2"

1 9092.1 5.05 459 90599 ' 593184, 65!2"

2 90462 2.55 230 90346 . 584.12119 64.57

3 90231 1.57 ·142 90160 57$0902 63.74

4 90090 1.10 99 90040 5660742 62.83

5 A 9 89,991 3.73 j35 ~49116 5570702 61.90

10 A 14 89655 3.67 329 447455 5121566 57,ll

15 A ~9 89327 6.90 616 445093 "67413.1 52.33 ,

20 A 24 88710 10.01 688 441332 42~9038 47.67

a5 A 29 87822 13.69 1202 436105 37~7706, 43.13

30 A 3. 86620 18.71 1620 429048 3351601 38.69

35 A 39 85000 24.66 2096 419757 2922552 34.38

.40 A 44 "2903 33.40 2169 407593 2502796 30.19

.5 A 49 80134 46·4t5 3722 391366 2095202 26,11

50 A 54 76,.12 6l:t. 7 ) 5251 368932 1703831 22.30

",$ . ~ 59 11161 9/6.62 6733 338969 1334905 18. 76

60 A 64 64427 142.17 9159 299238 995936 15.46

65 A 6' 55268 202.26 11179 248393 6966 98 12.61

70 A 7. 44Ôa9 296.82 13086 187730 448305 10.17

'5 A 79 31003 409.37 12692 12'2&5 2ClO,lS 8.40

ao A 84 18311 487.79 8932 69226 ll7a 90 7.50

as e: .. 9379 1000.00 9379 61\064 6806. 7.26

IX

ANEXO 8 - TAaUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO ALGUMAS DOENÇAS PREVENtVEIS POR VACINAÇJ{O_(saram-po, difteria, coqueluche. pOliollielite. tetano) CO MO FATOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NU MUNICtPIO DE SKO PAULO EM 1970 (sexo feminino).

X LX 1000 QX OX NLX Tx EX 4X

O 100000 74.46 7446 93849 ~734S89 67.35

1 92554 5.41 SOl 92203 66407 40 71.75

2 92053 2.85 263 91V21 6548537 71.14 ,

3 91790 1.28 117 91731 61156615 10,34

,. 91673 1.02 93 91626 636488. ~9.43

, A 9 91579 2.12 249 457274 6273258 68.50

ao A ~4 91330 a .• 48 226 456085 5815984 63.68

.S A J9 '91104 3.45 314 4'4734 5359899 58.83

20.'~4 90790 4.79 435 452863 49Q51 64 54.03

a~ ',J9 903" 6,.~9 595 450a88 4452302 49.26

30 ,A ~4 '916C), 9.06 813 4461.66 4002014 44.59

as o, 'a'9' &894'6 11, ,92 1060 442082 35SSa4O 39.97

40.1.· 44 87884 11. ." 1543 435574 3113166 35.42

.,- ,. 4·' et34,it 25.32 2186 426252 2677592 31..01

50 A ,. 841,,57 ,37.14 3126 41297'3 22513 40 26. 75

" A 5' 81032 54.32 4401 3941SS 1838367 22.69

60 ,. ,6,_ 16630 81'°5 6211 367623 1444213 18.85

65 • 6" 7041' 130-47 9187 329128 1076589 15.29

70 A 71 .. 6l2l2 201.86 12360 275258 747462 12.21

7~ A 7.' 48871 308.22 15063 206699 472203 9.66

10' A 84 33808 422.38 14280 133341 26550, 7.85

a5' ... 1952. 1000.00 19528 132163 1321 6 3 6.77

x

ANEXO 9 - TAaUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO aGRUPO DAS DOENÇAS INFECCIOSAS E PARASIT~RIAS E PNEUMONIAS EM "'NORES DE 5 ANOS DE IDADE, COMO FA TOR OEfU,SCO DE MORTE, PARA OS RESIDENTES NO MUNT cf PIO DE 5XO' PAULO EM 1970 (sexo masculino). -

X LX 1000 QX ox NLX Tx EX

O 100000 46·20 4620 96013 6413945 64.14

1 95380 1.89 lãO 95254 6317932 66.24

2 952,00 1.15 110 951,45 62226 78 65.36

3 95090 0.91 87 95041 6la1533 64.44

" 950Q4 O.8a ',78 949~5 6032486 63.50

15 A 9 94926 3.34 317 473831 5937521 62.55

,10 A 14 94609 3.44 325 472231 ~463685 57.75 . 15 A 19 94284 6.50' 613 469866 4991453 52.94

20 A 2,4 93671 9',33 ~14 466168 4521568 48.27

1,5 A 29 92197 1?54 1163 461015 4055400 • 43.70 >: ~',

30 A ~4 ,91633. 16.99 1557 454.274 3594325 39.23

15 A 39 '9,.00:76 22,71 2045 445269 3140051 34.86 ;

40 A 44 ·88031 31.07 2735 433319 2694782 30.61

.5 A ., ,8S2'6 ,43.21 3666· 417268 2261463 26.51

50 • ,. .81611 65.86 5375 394617 1844195 22.60

,5$ .A 5.9 162.36 90.55 6903 363922 1449578 19.01 ",.'

60'.' A 6 .• 69333 13'.41 9600 322663 1085656 15.66

6' .69 59132 198.41 11852 269033 76299.) 12.77 . i';

rOA,74 .4788.1 291 •. 98 13980 204453 4'13960 10.32

75 1.79. . 33900 .403.16 13667 135334 289508 8.54

ao A 84 20233 .480.68 9126 16851 1541 74 7.62

as E • 10508 1000.00 10508 77323 77323 1.36

XI

ANEXO 10 .. TalUA DE VIDA ~MOLTIPLO DECREMENtO. ELIMINANDO O GRUPO t DAS DO~ AS INFECCIOSAS' E PARASITARIAS E PNE'UMON AS EM ME ORES DE 5 ANOS DE IDADE. COMO FA TORDE,IlISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MlI= NICTpIO DE SA& pAULO EM 1970 (sexo ' •• tn1no).

X LX JOOO 0)( 1))( NLX , TX EX ui .

o 100000 36.79 3,,79 96961 7091439 70.91

1 9632.1 1.93 166 96191 69V4477 72.62

2 96135 1.41 136 96067 689828 6 71.t6

3 95999 0.59 57 95971 6802219 70.86

,. 95942 0.62 60 95913 67()62 48 69.90

5 A 9 95883 2.42 232 478834 6610335 68.94

10 A 14 95651 2.25 21'5 477717 6131502 64.10

15 A 19 95~36 3.19 304 476418 5653785 59.24

20 A 24 95131 4.35 414 474623 5177367 54.42

25 A 29 94718 5.94 562 472163 4702744 49.65

30 A 34 9415S th02 755 468889 423056 2 44.93

35 A 39 93400 10.92 1020 464450 37b16 7 3 40.27

40 A 44 92380 16.20 1497 458158 3297223 35.69

A5 A 49 90883 23.72 2156 449027 28390 65 31.24

50 A 54 88727 35.85 3161 435686 2390039 26.94

55 A 59 85547 53.05 4536 ~16389 19543 5 3 22.65

60 A 64 81009 79.56 6445 388931 15;;t796 4 16.99

65 A 69 74564 127.90 9537 348977 1149033 15.41

70 A 74 65027 199.68 12964 292674 800056 12.30

75 A 79 52043 305-42 15695 220476 5073 82 9.75

80 A 84 36148 418.08 15113 142958 286906 7.94

15 E + 21035 1000'00 21035 14 394.8 143948 6.84

X II

ANEXO 11 - TABUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO OS TUMORES MAL!GNOS COMO fATOR DE RISCO DE MORT~ PARA OS RESIDEITES NO MUNICTpIO DE S~O PAULO EM 1970 (sexo.ascu11no).

X LX 1000 Q)( OX NLX TX EX

O 100000 91.51 91~1 92103 6199449 61.99

1 90849 5.58 506 90494 61-07346 67.23

2 90342 2.75 246 90216 601685 2 66.60

3 90094 1.66 149 90020 5926634 65.76

4 699.45 1.04 93 89898 5836614 64.69

5 A 9 8965-2 3.41 l07 448491 5746716 63.96

10 A 14 89545 3,40 305 "46962 5298225 59.17

15 A 19 ~9240 6.59 586 444730 485126 3 54.36

20 A 24 88652 9.55 646 441143 4406533 49.71

25 A 29 81805 13.0.6 1146 436161 3965390 45.16

30 A 34 86659 17.97 1557 429403 3529229 40.73

35 A 39 85102 23.29 19~2 420555 309982. 36.42

.0 A •• 83120 29.77 2474 409414 26792 7 1 32.23

., A .9 80646 40.10 3234 395144 2269857 28.15

50 A 54 .77412 51.24 4431 3759b2 1874713 24.22

55 A 59 72981 76'19 5560 351004 1498730 ~0.54

60 A 64 67421 . 118,71 b003 317095 1147726 17.02

65 A 69 59417 169.79 10089 271865 830631 13.98

10 A 7. 49329 253.90 . 12524 215333 55876, 11.33

15 A 79 36804· 365'~1 13452 15039 1 343433 9.33

80 A 84 23352 447.00 10436 90665 1930 42 8.27

aSE • 1291A 1000'00. 12914 102377 102377 7.93

XIV

ANEXO 13 - rX8UA DE VIDA DE MOL TIPLO DECREMEN1'O. ELIMINANDO AS DOEliA$ CAI'DIOVASCULARESCOMO FATOR DE RISCO DE MOIT. 'AO 0$ RESIDENTES lO MUNICtPIO DE S)\O PAULO EI "78 (s.xo ... scuH no).

-, .,.. -. ' , , . . . .., ..... -

. i i J .. 1

X LX 1000.QX OX NLX Tx EX .1 $ :

o 100000 91.11 9111 92132 6~257.a3 69,26

1 90883 5.48 496 90534 68~3.591 75.19

2 90385 2.76 250 .90260 614,3057 14.60

3 90135 1.72 155 90058 66~2791 13,81

4 8998.1 1.10 99 89931 65~.2739 72,94

5 A 9 8.9862 3 •. 65 32tl 448589 6472808 72.01

10A 14 89554 3.50 314 446964 6024219 67.21

15 A 19 89240 6.47 577 444157 5511235 62.50

20 A 24 88663 . 9.15 al1 441281 5132478 '7.89

25 A 29 .87852 ~2.32 1083 436552 4691192 5.3.40

30 A 34 86769 15.41'65 . 1358 .4304~0 4254659 49.03

3' A 39 854.1.1 1.9.54 1669. 422.842 38a4190 44.77

40 A 44 "3.7.4.2 2:4 •. ,7.8 2075 413522 340.1307 40.62

.45 ~ .4.9 .81.66.7 . 31'.37 256.2 401928 .2987786 36.59

50 1.54 7~l'O5 42·.5 3389 387049 25.5858 32.69

55 A .$9 ·7~1·1S 55.52 4203 368067 al~a809 29.04

60 A ··.64 11512 74.6,4 . 5338 344215 UU0741 25,60

65 A. 69 6.617 li 102.48 6781 313917 1486527 22.46

10 A 74 "393 151 •. 60 9004 274454 1112609 19.74

75 A 19 . '50309 .20.a.06 . 10182 226490 8~8155 17.82 10 A 84 40207 254,36 10227 115468 6 71665 16.71

15 E • 2~900 lOOO.oo 29980 496197 4961 97 16.55

xv

ANEXO 14 - T~8UA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO AS DOENÇAS CARDIOVASCULARES . COMO FATOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICfpIO DE S~O PAULO EM'l e'G (sexo f.ai nino) •

X lX . 1000 QX OX NlX TX EX

O 100000 74,93 7.493 93811 78~508e 78.6:$

1 92507 5.62 520 9214·'1 7'171277 . 84.01

2 91988 .. 3.21 296 91840 7679133 83.48

3 91692 1,46 1~4 91625 758729.3 . 62. 7~

.. 9l5S8 1.00 92 9.1512 7495668 81.87

5 A 9 91.466 2'6~ 239 456734 7404156 80.9~

10 A 14 91227 2.20 201 455634 6947422 76.16

15 A 19 91027. 3.13 284 454422 6491788 71.32

20 'A 24' 9()742 4 '1.6 377 452 7.66 6037367 66.53

25 A 29 90365 S.3.4 483 4S0619 .. ~584599 61.80

30 A 34 89883 7 .• ~.3 658 447766 . 5133980 57.12

35 A 39 89224 9 .• 03 805 444107. 468~.214 52.52

40 A 44 88~.19 12.4.5 110.1 439~40 4,242107 47.98

45 A 49 87~17 16- 7.5 ;. ~. '. 1462 432932 380,2767 43.55

50 A $4 85855' 21-23 1823 4.2 4719 3369835 39.25

5' A 59 8,4032. .29.41 ,24 72 413983 2945110 35.05

60 A 64 el~61 42.10 3433 399220 2531133 31.03

6' A 6.9 78127 '. '

6.3.29 494.5 37.8274 2131913 27.29

70 A 74 73182 91.51 6697 349169 1753639 23.96

75 A 79 66485 " . 128.63 6565 311014 1404470 21.12

80 A 84 57920 194.20 11248 2614fn 1093457 18.8ij

85 E + 46672 1000 • 0 0 466 72 631975 8119 75 17.63

XV.I

ANEXO 15 ~ T~BUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO AS DOEI&AS ISQUrMICAS DO CORAÇ~O COMO FATOR DERIS CO DE I aTE, PARA os -RESIDENTES NO MUNICYPIO Df SXO PAULO EM 1970 (sexo mescul1no).

)( l.X 1000 Ql( OX Nt.X Tl( E.X

O 100000 91.57 9157 92098 6209547 62. 90

1 90844 5.59 508 90488 6197.4' 68.22

2 90336 2.81 254 90209 61069.1 67.60

3 90082 1.75 157 90003 6016752 66.79

4 89925 1.15 104 89873 59261.9 65,91

5 A 9 89821 3.80 341 448250 ~8368.7~ 64.98

10 A 14 89479 3,65 327 446560 53a86.26 60.22

15 A 19 ·89153 6.90 615 444225 4942046 55.43

20 A 24 88538 9.83 870 440512 4497121 50.80

25 A 29 87661 1~ •• 2 ~177 435395 4057309 46.2'

30 A 3. 86491 17.55 1518 428659 3621913 41,88

35 A 39 84973 23.29 1979 419915 ' 3193al5 ,7.5e

40 A 4. 82993 29.58 2455 408830 2773)39 33.42

45 A 49 ,80539 39.61 3191 394716 23645 10 29,36

50. A 5. 77348 54.96 4251 376113 1969793 25,47

55 A 59 73097 76.7. 5610 351462 1593681 21.80

60 A 64 67488 108.87 7347 319070 1242219 18,41

65 A 69 60140 156.55 9415 277164 923150 15.35

70 A,1~ 50725 234.02 11871 2239.9 645986 12. 74

75 A 79 . 38854 328'61 12768 162352 422037 10,86

80 A 84 26086 399'28 10416 104393 259685 9.95

85 E + 1567,' 1000,'00 15671 155292 155292 9,91

XVII

: ANEX() 16 - TAIUA .Di VIDA . DI MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO AS 'DO'ftCAS, I$QU MIÇA$ DQ COR'C~O COMO FATOR DE RIS

.' CO DE "~T,. '. ! OS RtSIO.Mtl. "0 . MUNICfpIO Dr . ~~V .. ~AU~L~ EtI 1'7,« (SIXO , • .,1"i"Q).

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4193 9 7

248411

52.04

47.37

42. 77

38.23

33.62

21.S6

14. 7 3

12.07

10.15

9.17

XVIII

ANEXO 17 - TXBUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO AS DOENÇAS tEREBROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICfPIO DE S~O PAULO EM 1970 (sexo masculino).

X LX lQOO QX llX NLX TX EX

O 10000.0 91.50 9150 92104 61cs2255 61.62

1 90850 5.59 508 90495 60901 5 1 67.04

2 90342 2.79 252 90216 5999657 66.41

3 90090 1.75 157 90011 59094 40 65.59

" 69932 1.11 100 89863 5819429 CJ4,71

5 A 9 69833 3,76 338 448319 5729547 63.7ti

10 A 14 89495 3.63 325 446663 5281221 59.01

15 A 19 89170 6.85 610 444324. 48345 65 54.22

20 A 24 88560 9.78 666 4.40633 43902 4 1 49.57

25 A 29 87694 ·13.33 1169 435546 3949609 45.04

30 A 34 86525 17.99 1556 428734 351406 3 40,61

35 A 39 84969 23.12 1965 41 99 31 3085329 36.31

40 A 44 83004 31.12 2S83 408562 2665398 32.11

45 A 49 80421 1f2.52 3419- 393556 2256835 28.06

50·A 54 77001 '62.36 4801 373003 1863280 24.20

55 A 59 72200 84.00 6065 345837 1490277 20.64

60 A 64 66135 123.66 tH 78 310230 11444 1f 0 17.30

65 A 69 57957 175.20 10154 264400 8142 10 14.39

70 A 74 478.03 254.04 12144 206656 569810 11. 92

75 A 79 35659 340.72 12150 147922 3611 5 4 10.13

80 A 84 23"510 416.07 9782 93094 2132 32 9.07

85 E + 13728 1000.00 13728 ' 1'20138 120138 8.75

XIX

ANEXO 18 - T~BUA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO AS DOENÇAS CEREBROVASCULARES COMO FATOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICfpIO DE SAO PAULO EM 1970 (sexo feminino).

X LX 1000 QX OX NLX TX EX

O 100000 75·21 1521 93166 6949997 69.50

1 92.479 5.74 531 92108 6856209 74.14

2 91949 3.31 304 91197 6704101 73.56

3 91645 1.46 134 91576 6672305 7'2.81

4 91511 1.05 96 91463 ~56Q727 71.91

'5 A 9 91415 2.75 252 456445 64892 6 4 70.99

10 A 14 ~116J 2.40 218 455270 6032819 66.18

15 A 19 90945 3.37 306 453959 5577549 61.33

, 20 A 24 ~0639 4.69 425 452131 51235 90 56.53

25 A 29 90214 6.15 555 449662 4671459 51.78

30 A 34 89659 8.65 776 44635~ 4221776 47.09

35 A 39 8&883 11.07 984 441958 37754 2 1 42,4H

40 A 44 87900 1S. tl O 1389 436025 33.134 6 4 31.92

45 A 49 86510 22.66 1961 42 1 650 2697439 33.49

50 A 54 84550 31.01 2627 416182 2469789 29.21

55 A 59 81923 45.97 3766 400199 20::>3607 25.07

60 A 64 78157 1,,8.11 5370 317360 16et3408 21.15

65 A 69 721P.1 108.21 7U76 344245 1276048 17.53

70 A 74 64.911 162.33 10537 298213 9)1803 14.36

75 A 79 5437 4 248.56 13516 238079 6335 91 11.65

80 A 8" 40656 344'32 14068 16 9 118 395511 9.68 .,;

" : ). i"

85 E ... {6790 1000'00 26 79 0 2263 9 3 ?263 9 ) 8.45

xx

ANEXO 19 - T~8UA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO OS ACIDENTES. ENVENENAMENTOS E VIOLENCIAS COMO FA TOR DE RISCO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MU= NICYPIO DE S~O PAULO EM 1970 (sexo masculino).

X LX 1000 QX OX NLX TX EX

O 100000 91.02 91Q2 92145 62479 5 3 62.48

1 90898 5.31 463 90560 6155808 67.72

2 90415 2.49 225 90303 60652 4 8 67.06

3 90191 1.45 131 90125 597494:> 66.25

• 90060 0.6) 75 90022 58848 20 65.34

5 A 9 89985 2.31 20ei 449404 5794797 64.40

10 A 14 89777 1.68 169 446462 53453 9 3 59.54

15 A 19 . 89606 2·41 216 447502 48969 3 1 54.65

20 A 24 89393 3.52 )14 .446177 4449429 49.77

25 A 29 89078 6.07 540 444041 40032 5 2 44.94

30 A 34 68538 11 alO 983 440233 3559211 40.20

35 A 39 87555 16.98 1467 434060 3118978 35.62

.0 A 44 86069 25.48 21'Í3 424862 26ts4917 31.20

.5 A 49 83876 38.92 3265 411219 2260055 26.95

50 A 54 80611 60.71 4894 390&22 1646836 22.94

55 A 59 75717 86.96 6584 362127 14!>8014 19.26

60 A 64 69133 133'27 9213 322634 1095888 15.85

65 A 69 59920 .195.47 11712 270320 773254 12.90

70 A 74 48208 286.t.S5 1382'1 206468 502934 10.43

75 A 79 34379 . 398.99 13717 137604 296466 8.62

80 A 84 20662 479'88 9915 78523 15886 2 7.69

85 E • ,\,',Jà:l,tt.", tOQO '00 10 747 80338 t.S0336 7.46

XXI

ANl:XO 2Q - 'TlaUA :DJ; ' YIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. 'ELIMINANDO , OS ',ACIDENTES.ENYENENAMENTOS E YIOLENCIAS COMO FA ' TOR,: OE RI:$CO,oEMORTE I PARA OS RESIDENTES NO MU­, ' MIC,I, t-ODE S~O PAULO EM19 70 ' (s exo f em1 ni no) •

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.. 281704

212676

138170

,13930'9 ,

" 1,aa()S5" 22,92

', 14.0991 19.04

1-10.,.12 15.45

171922 12,34

4'10217 9-77

2715,)9 7.95

139)6.9 6.85

XXII

ANEXO ~1: - TA8UA. DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO, ELIMINANDO ~S',AelJlENTESDE VEIcULO A MOTOR COMO FATOR DE RIS '~.' DE, MOIUE. PARA OS RESIDENTES NO MUNIctPIO D'E'

'O "A,ULO EM, 1970 (sexo masculino). ~' " , .,

, .;

X - LX 1000 (.IX OX t\lLX Tx F.X

O 100000 9r.4C) 'J149 92105 b1069 98 61.07

1 96852 5.51 ~01 90501 ~0146fil 66.21

2 '90351 2.72 245 90226 59~4392 65.57

3 90"106 1.58 143 90034 58l41()4 64. 75

• 69963 0.98 6ti 69919 5744129 63.tiS

5 • 9 69875 2.95 265 448711 56~4210 62.91

10 • 14 .89609 2.91 260 447397 5205500 58.09

15 • 19 8,'9;3 49 5.64 50J, 4454ti7 4t~6103 53.25

'O A 24 6884S 7.80 693 4424 94 ~d12616 48.54

'5 A 29 88152 11.32 998 436266 3670122 43,90

30 A 34 61 154 15.72 13 70 432346 3431656 39.38

35 A 39 8S:rS4 21.28 1826 424357 2999509 34. 97

.0 Â 4" 83959 30.11 2526 4134 73 25751 52 30.67

.5 A 49 81.30 42.73 3479 398454 2161679 26.55 .. 50 A 54 11951 64.S8 5058 377112 1763225 .22.62

55 A 59 ,72894 91.15 6ó44 347857 1366113' 19.02 . 60 A 64 .66>249 136.98 9075 308559 1038256 15.67

65, • 69 511r:4 198.69 11360 257471 7~9697 12. 76 ~. ~.

70 A 7. 45814 291.46 13353 195689 472226 10.31 I" ,

75 • 79 32461 • 403.62 13102 ~9551 276537 8.52

80 A 84 1'359 483.46 9359 733'J8 14~9ti5 7.59 .~ '<I< ,',

.:" '

8' E + 10tOO 1000.00 10000 73568 73588 7.36 i I IUUit'"

XXII I

ANEXO 22 - TA8UA DE VIDA DE MOLTIPLO DECREMENTO. ELIMINANDO OS ACIDENTES DE VEICULO A MOTOR COMO FATOR DE RIS CO DE MORTE. PARA OS RESIDENTES NO MUNICYPIO D! S~O PAULO EM 1970 (sexo femin1n~).

)( LX 1000 Q)( OX NLX TX tx

O 100000 75.23 7523 93786 67556 14 67.56

1 92477 5.7. 531 92105 6661828 72.04

2 91946 3.28 301 91795 6,569723 71,45 ..

3 91645 1.42 130 91580 64,77926 70.69 ,

4 91515 0.96 87 91471 6366348 69.76

5 A 9 91427 2,42 221 456565 62948 76 68.85

10 A 14 91206 2e13 195 455546 5838292 Ó4.01

15 A 19 .91012 2.75 251 454433 53b2746 59.14

20 A 24 90761 4,19 360 452H56 4928313 54.30

2' A 29 9038'1 6.03 54~ 450543 4475457 49.52

30 A 34 89836 8.59 771 447252 4024913 44.60

35 A 39 89065 11.a9 1014 4427tJ9 3577661 40.17

40 A 44 88051 16.79 1478 436559 3134873 35,60

45 A 49 &~,"3 21"~4 • 2124 427553 2698314 31.17

50 A 54 84449 36.14 3052 414613 2270761 26.89

55 A 59 81397 53.15 •

4326 396167 18561 46 22.60

60 A 64 77070 79.49 6127 370035 145998 1 18.94

65 A 69 70944 ,128.40 9109 331945 1069946 15.36

70 A 74 61el5 199.22 12318 278376 758001 12.26

75 A 79 49516 l06.73 15188 209610 479624 9.69

ao A 8. 34~~8 421.04 14454 135507 270014 7.67

.5 E • 19875 1000.00 19675 134507 134507 6.71